人民币汇率与通货膨胀关系实证研究

陈国波

(扬州职业大学，江苏扬州225009)

随着我国经济发展水平的提高，人民币汇率不断升值。2005年7月，我国进行了汇率改革，实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，并且适当扩大了人民币汇率浮动的区间。从此，人民币汇率升值幅度明显加大、升值速度明显加快。2005年6月，人民币与美元的汇率为1人民币元兑换0.120824美元，2005年7月升值为0.123335，2011年6月升值为0.154373，总升值幅度约为25.17%。

与此同时，我国居民消费价格指数也在不断上升，引发了多次通货膨胀。如果将2000年1月居民消费价格指数设定为100，2005年6月则上升为104.2，2011年6月则进一步上升为127.0，11年多来总的上涨幅度达到27%。2010年以来，我国又出现了新一轮较为明显的通货膨胀，这引起了人们对物价水平持续上涨的担忧。当然，引起通货膨胀的原因是多方面的，包括美国量化宽松政策的影响、世界商品价格水平的不断上升、国内人口结构的变化等。

从理论上分析，一方面，人民币汇率的大幅度持续升值会通过多种方式推动国内物价水平的上升，如，在人民币汇率升值预期作用下，大量国际

资本会不断流入国内，迫使中国人民银行增加人民币汇率，这就会引起物价水平上升。潘锡泉等(2010)研究认为，不能寄希望于人民币升值的汇率政策而来消除强烈的升值预期以起到抑制通货膨胀的效果;[1]方显仓等(2010)研究指出，人民币汇率升值会在一定程度上推动居民消费价格指数的上升。另一方面，国内居民消费价格指数的不断上升，也会引起人民币汇率升值。[2]蓝乐琴等(2009)研究认为，国内通货膨胀的经常发生会在一定程度上推动人民币汇率升值。[3]

本文建立计量模型，运用2005年6月至2011年6月的相关数据，对人民币汇率与CPI的关系进行定量分析。

1 研究方法与变量选择

1.1 研究方法

为了定量分析人民币汇率与通货膨胀之间的关系，本研究采用一系列计量方法，主要包括:(1)平稳性检验。采用ADF方法对人民币汇率与居民消费价格指数两个时间序列的平稳性进行检验，以确定其单整阶数;(2)协整性检验。利用E－G两步法检验居民消费价格指数与人民币汇率之间的协整性，即长期均衡关系;(3)误差修正模型。建立误差修正模型，考察居民消费价格指数与人民币汇率两者之间的短期均衡关系。

1.2 变量选择

(1)人民币汇率(RMB)。人民币汇率就是指人民币兑换其他国家(或地区)货币的比率。由于美元是一种主要的世界货币，国际贸易大部分都用美元进行结算，同时美元也是世界主要储备货币的一种，因此，大部分国家都将自身货币兑换美元的汇率作为主要考虑因素。中国也不例外，也将人民币兑换美元的汇率作为人民币汇率的一种主要形式，通常所说的人民币汇率，在一般情况下就是指人民币兑换美元的汇率。2005年7月中国进行汇率改革，虽然实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，但其中最主要的还是盯住美元。因此，本文选用人民币兑换美元的汇率作为人民币汇率。2005年7月汇率改革以前，中国对外汇实行严格管制，人民币汇率浮动幅度很小，例如，2000年1月，人民币与美元的汇率为1人民币元兑换0.120807美元，2005年6月仅仅稍微变化为0.120824美元。然而，汇率改革以来，人民币升值幅度明显加快，至2011年6月，人民币汇率从0.120824升值为0.154373，总升值幅度约为25.17%。因此，本研究选取的时间起点就为2005年6月，到2011年6月，共73个月度数据。

人民币汇率的变化过程划分为四个阶段:第一阶段，2005年7月至2007年10月，人民币汇率从0.123335升值为0.133883，升值幅度约为8.55%，属于稳步升值阶段。第二阶段，2007年10月至2008年6月，人民币汇率从0.133883变化为0.145792，短短8个月升值幅度高达8.9%，这一阶段表现为人民币快速升值。第三阶段，2008年6月至2010年8月，人民币汇率从0.145792变化为0.146832，升值幅度仅为0.71%。这一阶段，由于美国发生了严重的次贷危机，许多国家货币对美元大幅度贬值，而人民币汇率保持了基本稳定，为抵御国际金融危机发挥了重要作用。第四阶段，2010年8月至2011年6月，人民币汇率从0.146832变化为0.154373，短短10个月升值幅度为5.14%。因此，这一阶段表现为人民币快速升值。2010年6月，综合经济社会发展的多种因素，中央银行决定进一步推进人民币汇率形成机制改革，增强人民币汇率弹性，对人民币汇率浮动进行动态管理和调节。由此，导致人民币快速升值。

人民币汇率变动情况详见图1所示，数据来源于中国人民银行官方网站。

图1 人民币汇率(对美元)变动情况

(2)居民消费价格指数(CPI)。衡量一个社会通货膨胀水平的指标有许多种，最常用的是居民消费价格指数，本文选取这一指标作为基本变量。国家统计局每月都定期公布CPI的统计数据，本文数据来源于中经网。图2为我国2005年6月至2011年6月月度居民消费价格指数(CPI)的原始序列。从图中可以发现，6年来，我国CPI总体呈现出不断上升的趋势，如果将2000年1月CPI设定为100，2005年6月则上升为104.2，2011年6月则进一步上升为127.0。进一步分析可以发现，其间CPI变化可以分为四个阶段:第一阶段，从2005年6月的104.2变化到2006年8月的106.1，缓慢上升。主要是由于国内适度从紧的货币政策影响;第二阶段，从2006年8月的106.1变化到2008年2月的119.7，快速上升。主要是受到国内经济周期处于繁荣阶段的影响;第三阶段，从2008年2月的119.7变化到2009年12月的118.7，缓慢下降。主要是受到国际金融危机的影响;第四阶段，从2009年12月的118.7变化到2011年6月的127.0，快速上升。主要是受到美国量化宽松政策的影响，世界主要商品价格普遍上升。

图22005 年6月至2011年6月居民消费价格指数

3 实证分析及其结果

为了消除异方差，首先分别对两个时间序列RMB和CPI进行对数化处理，得到两个新的时间序列lnRMB和lnCPI。对数化处理不改变原时间序列之间的协整关系，计量分析软件用Eviews6.0。

3.1 平稳性检验

计量经济学通常采用单位根方法来对时间序列进行平稳性检验，其中增广迪基——富勒检验(ADF检验)应用最为广泛，它可以消除序列相关带来的影响。表1为lnRMB和lnCP两个时间序列的ADF检验结果。

检验结果表明，在10%的显著性水平下，人民币汇率和CPI的ADF检验值都大于临界值，说明原始序列都是非平稳的。而在1%的显著性水平下，lnRMB和lnCPI的一阶差分序列的ADF检验值都大于临界值，说明人民币汇率和CPI序列都是一阶单整序列，即lnRMB～I(1)、lnCPI～I(1)。

表1 变量的ADF检验结果

3.2 协整性检验

由于时间序列通常是非平稳的，导致在对其进行回归分析时，可能会产生伪回归现象，得出错误的结论。这就需要对非平稳时间序列进行协整性检验，然后在此基础上进行回归分析。一些时间序列，虽然它们自身非平稳但其某种线性组合是平稳的，这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，称为协整性(易丹辉，2008)。[4]

1987年，Engle和Granger提出了两步检验法即E－G检验，对两个非平稳的时间序列进行协整性检验。运用该方法对人民币汇率和CPI两个非平稳时间序列进行协整性检验。

首先，将CPI作为被解释变量，将人民币汇率作为解释变量，运用普通最小二乘法(OLS)进行回归分析，得到如下回归方程:

由此可见，模型的拟合优度较高，F统计量显著，各解释变量的T统计量也高度显著，模型的残差不存在自相关，回归模型拟合合理。

其次，对上述回归模型的残差序列et进行平稳性检验。如果平稳，则表明CPI与人民币汇率之间存在协整关系;反之，则不存在协整关系。表2为残差序列et的ADF检验结果，表明在5%显著性水平下，残差序列是平稳的。

表2 回归残差的ADF检验结果

综合以上检验结果可知，lnCPI与lnRMB之间存在协整关系，即两者之间存在长期均衡关系。

3.3 误差修正模型

误差修正模型反映了变量在短期波动中偏离其长期均衡关系的程度，称为均衡误差。

上述协整性检验已经证明CPI与人民币汇率之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型来考察两变量在短期波动中偏离其长期均衡的程度。分别用dlnCPI和dlnRMB表示lnCPI和lnRMB的一阶差分时间序列，采用直接估计的方法，可以得到以下误差修正模型:

由此可见，模型的拟合优度较高，F统计量显著，各回归系数的T统计量均在5%水平上显著，模型的残差不存在自相关，回归模型拟合合理。公式(2)也可以表示为:

公式(3)括号中的部分为误差修正项。该式表明CPI不仅受到人民币汇率长短期变动的影响，而且还会受到前一时期CPI的影响。从短期来看，CPI对人民币汇率的弹性系数为0.2692，即人民币汇率增加1%，居民消费价格指数上升0.2692%。从长期来看，CPI对人民币汇率的弹性系数为0.3376，高于短期的弹性系数，表明人民币汇率的持续增加会对CPI产生累积影响，推动价格指数的不断上升。误差修正系数为－0.6235，符合反向修正机制，当短期偏离长期均衡时，长期对短期偏离均衡的调整力度为62.35%。

考察被解释变量为人民币汇率的误差修正模型，仍然采用直接估计方法，可以得到如下结果:

由此可见，模型的拟合优度较高，F统计量显著，各回归系数的T统计量均在10%水平上显著，模型的残差不存在自相关，回归模型拟合合理。公式(4)也可以表示为:

公式(5)表明，人民币汇率不仅受到CPI长短期变动的影响，而且还会受到前一时期人民币汇率的影响。从短期来看，人民币汇率对CPI的弹性系数为0.1128，即CPI上升1%，人民币汇率增加0.1128%。从长期来看，人民币汇率对CPI的弹性系数为0.2377，高于短期弹性系数，表明CPI的持续上升会对人民币汇率产生更大压力，迫使人民币汇率不断增加。误差修正系数为－0.5806，符合反向修正机制，当短期偏离长期均衡时，长期对短期偏离均衡的调整力度为58.06%。

4 结论与讨论

通过一系列计量分析，可以得出如下研究结论:第一，我国CPI与人民币汇率两个时间序列都是一阶单整序列。第二，CPI与人民币汇率之间存在协整关系，即长期均衡关系。第三，CPI与人民币汇率之间也存在短期动态关系，两个误差修正模型的误差修正系数均为负，符合反向修正机制。

结论说明，2005年7月我国汇率改革以来，人民币汇率持续大幅度升值，这在一定程度上推动了CPI的持续上升，成为引起通货膨胀的原因之一。为了从根本上治理通货膨胀，就必须适当控制人民币汇率升值的幅度，使人民币汇率升值的幅度与实体经济增长的速度相一致。

[1]潘锡泉，项后军.人民币升值能够有效抑制通货膨胀吗?——基于内生结构突变协整方法的汇率传递视角[J].国际金融研究，2010(12):13－20.

[2]方显仓，何雯雯.人民币汇率变动的价格传导效应:理论与实证[J].华东师范大学学报:哲学社会科学版，2010(2):77－82.

[3]蓝乐琴，仇喜雪.汇率、货币政策变动对我国通货膨胀的影响分析——基于协整和状态空间模型的实证研究[J].财经论丛，2009(5):54－59.

[4]易丹辉.数据分析与EViews应用[M].北京:中国人民大学出版社，2008.