基于VAR模型的人民币内外价值偏离原因的实证分析

姜霞

（1.中南民族大学经济学院，武汉430074；2.北卡罗莱纳大学教堂山分校中国城市研究中心，美国北卡罗莱纳27514）

0 引言

根据卡塞尔的购买力平价理论，在一价定律成立的条件下，一国货币的对内对外价值应该趋于一致。然而，自2005年我国实行以市场供求为基础、有管理的浮动汇率制度以来，人民币出现对内贬值的同时，对主要国家货币呈现出较大幅度的升值趋势。美元对人民币中间价自2015年7月的6.11涨至6.75，涨幅10.4%，欧元对人民币中间价涨幅11%，日元对人民币中间价涨幅32.3%。截止2016年5月，CPI累计涨幅30%，名义有效汇率累计涨幅23%，这意味着以CPI为对内价值标志的货币购买力贬值30%，而以名义汇率为对外价值标志的货币购买力升值23%。国内学者把“人民币对内贬值对外升值”现象称为人民币价值偏离。人民币内外价值偏离作为一种新货币现象，已经成为我国经济内部失衡与外部失衡并存的重要表现，使我国内外部均衡目标之间产生冲突。国内众多出口型企业面临严重的财务困境，金融宏观调控陷入了“米德冲突”。给政府政策制定带来了极大困难。人民币价值偏离问题不仅给理论界带来了挑战，也给政府提出了难题。因此，探索人民币价值偏离的原因，对我国货币政策研究和宏观经济健康发展有着非常重要的理论和现实意义。

针对人民币价值偏离成因问题究，国内学者从理论和实证上进行了大量的研究。理论研究方面,杜文（1995）[1]指出成本推动型通货膨胀和国内外汇供过于求是造成1994年人民币内外价值背离的主要成因。曹红辉和刘华钊（2007）[2]认为我国出口导向型发展战略和相应的外汇管理体制是导致人民币价值偏离形成的原因。裴平和吴金鹏（2006）[3]认为人民币价值偏离形成的主要原因是外贸管理政策不对称、资本管制不对称和外汇交易制度的不对称。贝多广等（2007）[4]认为经济结构失衡、国际收支的持续顺差及人民币供给的大幅增加是造成人民币内外价值背离的根源。吴少新等（2011）[5]认为投资导向型与出口导向型增长模式是形成人民币内外价值偏离的直接原因，同时提出人民币价值偏离的传导机制是外汇储备持续增加，导致我国基础货币投放过多，引起人民币内外价值偏离。江春和腾芸（2011）[6]从国际收支顺差和汇率制度方面分析了人民币价值背离的原因，指出收入分配失衡和企业家精神压抑是造成价值背离的宏观经济原因。袁仕陈和何国华（2011）[7]从制度因素方面入手，认为我国现行经济结构扭曲、收入分配制度、社会保障制度、中央和地方财税分割制度等方面存在的严重缺陷是导致人民币内外价值偏离的主要原因。李用俊和赵曙东（2013）[8]从非平衡性视角分析了人民币的价值偏离，认为当中国劳动生产率的增长进入一个平稳的阶段，人民币内外价值的悖论就可能消失。实证研究方面,徐炜和黄炎龙（2007）[9]利用SVAR模型，分析了人民币汇率变化的动态波动效应，认为人民币的对外价值与对内价值存在偏离。吕剑（2007）[10]引入国际石油价格这个外部变量,运用误差修正模型分析了人民币汇率变动对国内物价的传递效应，并得出结论：人民币汇率变动从长期看，显著影响了国内物价水平。朱建平（2011）[11]通过计量手段分析了2005—2010年间人民币内外价值关系，结果表明人民币对内价值与对外价值之间并不存在长期均衡，同时也分析了人民币对内价值和对外价值间的相互影响。刘雪燕和季永宝（2015）[12]运用VAR模型、脉冲响应冲击和方差分解方法，实证验证了中国经济增长模式引致人民币内外价值背离的机制，并提出我国“三高”的发展模式是导致人民币内外价值背离的根本原因。

鉴于目前研究中存在的不足，本文构建VAR模型，在变量选择上区别于以物价指数和名义有效汇率与货币存量和外汇储备构建向量的自回归模型。综合考虑影响物价的直接因素并进行整体动态研究，结合经济金融学相关理论进行实证结果分析，探讨人民币“外升内贬”的根源及形成机制，加快和完善人民币汇率形成机制。

1 模型选择与变量选取

向量自回归模型（VAR模型），由1980年克里斯托弗·西姆斯（Christopher Sims）提出，是基于数据的统计性质建立的模型。它把系统内的变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。本文最终选择名义有效汇率指数、消费者价格指数、M1和外汇占款四个变量进行系统动态研究。将VAR（P）模型设定为：

其中，A1,…,Ap分别是(n×n)待估计的系数矩阵；p是滞后阶数；Ct是残差项。本文选取的变量如下：

（1）名义汇率指数（简称汇率）：常用的有实际有效汇率指数和名义汇率指数两个指标，二者的区别在于名义有效汇率指数没有剔除各国物价。本文研究的是对内价值与对外价值的关系分析，不宜剔除物价，故而选择名义有效汇率指数作为对外价值的替代变量。

（2）物价指数（简称物价）：常用物价水平指标有CPI和PPI。由于消费价格指数CPI的核算中并没有包括房地产价格指数，存在缺陷。但考虑到PPI是生产者价格指数，并且房地产价格指数自2005年以来呈现上升通道，同时考虑到构建包括房价指标的困难性，而CPI仍是一个很好的替代变量，故选择CPI作为对内价值的替代变量。由于国家统计局一般只给出月度环比和同比数据，故本文将其以2005年7月为基数，将环比数据转化为定基指数。

（3）货币存量（简称M1）：常用的指标有M1、M2，根据以往研究结果，M1比M2更具可控性，M1与货币政策最终目标的相关性好于M2。同时，我国货币当局在实践中将M1作为货币政策的中介目标，将M2作为观测目标。因此，本文选取M1作为货币存量的衡量指标。

（4）外汇占款：替代变量可以考虑选择外汇储备和外汇占款。而据张明和徐以升（2008）[13]的观点，外汇储备余额不仅包括汇率上升引起的余额增加，还包括国际债券等投资收益的变动，由于这部分的数据并不容易测算，需要很多合理的假设才能测算出来，具有主观性。外汇占款却不需要考虑这样的复杂性，同时据冷瑞华（2012）[14]研究，外汇占款与货币存量具有很强的相关行，因此本文选择外汇占款作为替代变量。

上述指标均取自然对数（下文平稳性检验显示均为非平稳数据，故均选择一阶差分后的数据进行实证分析，用D表示差分，L表示自然对数）。本文实证分析部分均用DLCPI表示物价指数的自然对数的差分；DLMYHL表示汇率自然对数的差分；DLM1表示货币存量自然对数的差分；DLWZ表示外汇占款自然对数的差分。本文实证检验的考察期为2005年7月到2016年5月，共计131个月度数据。经济指标数据来源于中国人民银行网、中国统计局网站以及Choice数据库；外汇占款数据来源于中国外汇管理局。所有实验过程均由软件Eviews 8.0完成。

2 实证分析

实证分析的首要前提是数据平稳，如果不是平稳数据，必须进行差分，当进行到第i阶差分时间序列是平稳，且所有检验序列均服从同阶平稳时就称为单整，则说明原变量序列服从i阶单整，记号I(i)，数据平稳才可以进行Granger因果检验等后续检验分析。

2.1 平稳性检验

本文用汇率、物价与外汇占款、M1等进行ADF平稳性检验，结果如表1所示。

表1 ADF检验结果

从表1看出，在1%临界值水平下，四个数据未差分之前全部是非平稳数据，一次差分之后均为平稳数据，服从一阶单整I（1）。在VAR模型建立之前必须先确定模型滞后阶数，检验结果给出了5个选择标准，其中两个表示选择滞后1阶，因此本文选择滞后1阶作为模型的滞后阶数。

2.2 格兰杰因果关系检验

在建立VAR模型之前，需要确定变量间的相互关系，即用物价和汇率、M1和外汇占款的数据检验是否有显著的Granger关系。选择的数据均为一阶差分后的数据（数据平稳），滞后阶确定因素有两个：一是AIC和SC最小信息原则，二是所选四个变量均存在滞后性，特别是M1，央行通过调控基础货币来相机选择失业率和通胀率，然而货币传导机制又存在滞后性，使得M1对物价存在滞后性。所以本文选择滞后期数为12期（即12个月）。检验结果如下页表2所示（只给出部分结果）。

从表2中可以看出：首先，M1、外汇占款和汇率都拒绝不是引起物价指数变动的原假设，意味着M1、外汇占款和汇率都是引起物价指数变动的格兰杰原因，这符合本文的预想，即物价上涨的原因是外汇占款增长和M1增加。同时，物价也是引起汇率变动的格兰杰原因。其次，实证结果显示在10%的显著性水平下，拒绝汇率不是外汇占款格兰杰原因的原假设，即汇率是外汇占款的格兰杰原因,汇率在一定程度上影响着外汇占款。最后，实证结果接受外汇占款不是汇率格兰杰原因的原假设，拒绝外汇占款不是物价变动的原假设，说明外汇占款是CPI的格兰杰原因却不是汇率的格兰杰原因。这个结论不太符合经济预想，在此给出的解释是：汇率的影响因素还存在外生变量——热钱。2005年汇率制度改革以来，人民币一直保持着升值预期，由于存在人民币升值的预期，投机的热钱就会干预汇率的正常变动，因此只能通过数据看到外汇占款和汇率的微弱关系。

表2 格兰杰因果检验

2.3 VAR模型建立

为了选择VAR模型滞后阶数，本文进行滞后阶数检验，结果显示应该选择滞后1阶，故建立滞后1阶的VAR模型。如表3所示。

表3 VAR（2）结果

根据表3建立的VAR（2）模型，可进行以下分析：

（1）外汇占款对物价指数的影响

模型中外汇占款（DLWHZK）滞后一期对物价指数影响系数为0.000275，并且P值为0.00016，在1%的水平下显著，这意味着滞后一期的外汇占款增加会引起物价上升。其主要原因是：一方面，我国实行的是银行结汇制度，增加的外汇储备必然通过外汇占款形式向社会输送货币存量，相当于央行发行货币；另一方面，央行必然采取措施应对，而应对的政策主要是通过存款准备金率等货币工具进行货币冲销。由于外汇占款滞后一期的系数0.000275大于0，即长期中外汇占款的增长会引起物价上升，意味着从长期的角度来看，我国实施针对外汇占款形式向社会输送的货币冲销政策效率有待提高。

（2）M1对物价的影响

M1滞后一期对物价的影响系数为0.000317且显著性检验P值为7.0e-05，通过了显著性检验，系数值均介于0～1之间。这说明M1增长会引起物价上涨，符合经济学基本原理。由于影响系数为0.000317大于0，所以从长期来看，M1上升会引起物价不可逆回的上涨。

对于VAR模型，本文进行了稳定性检验。如果被估计的模型所有根的模的倒数小于1，则说明所建立的模型是稳定的。反之，如果存在根的模的倒数大于1，那么说明所建立的模型是不稳定的，这时，某些结果将不再具有有效性。本文数据检验的结果是模型中所有根的模的倒数都小于1，说明构建的四变量VAR模型是稳定的。

2.4 脉冲响应与方差分解

以上步骤分析了对内贬值的形成原因及影响与汇率和外汇占款之间的关系。为分析M1和外汇占款对物价的动态关系，还需要进行脉冲响应分析和方差分解。如图1、图2、表4所示。

图1 M1对物价的脉冲响应图

图2 外汇占款对物价的脉冲响应图

表4 DLCPI方差分解

（1）M1对物价的脉冲响应图

从图1中可以看出，在第一个月给M1的一个单位新息的正向冲击，首先会引起物价增长率缓慢上升，第二个月增长率达最大值，随后下降，并在4个月后稳定在零增长率这一均衡水平。也就是说M1的某个冲击会引起物价的同方向的冲击，而且这种冲击的影响在4个月后会消失。换句话说，M1增加会对物价上涨具有拉动作用，但会很快消失。可以用弗里德曼的货币数量论来解释，即MV=PY（货币量与速度的乘积等于物价和产出的乘积）。首先假定产出和流通速度不变，当M1增加时，会引起物价上涨（上涨的速度近似等于M1增长率）。其次，在一两个月内，仍然保留产出不变假定而假定货币流通速度发生变化，此时，货币流通速度会因为M1增加而变大，因而具有拉动作用（此时物价的变动率近似等于M1增长率与流通速度变化率之和）。

（2）外汇占款对物价的脉冲响应图

从图2可知，在第一个月给对外占款一个冲击后（即增加外汇占款），影响物价的变动。在第二期达到最大值，以后开始回落，第五个月后稳定收敛于0。说明外汇占款对物价指数有影响而且是负面的影响。一方面，由于我国的实行银行结汇制，外汇储备的增加会引起外汇占款的增加，还会引起货币存量上涨，其效果相当于M1增加。另一方面，央行会采取货币冲销工具冲销掉这部分外汇占款，同样会引起货币存量减少，进而引起物价下跌。

（3）方差分解表分析

表4中，M1对物价贡献率在第十个月为21.525%，外汇占款对物价的贡献率在第十个月为2.02%，即M1对物价影响存在大约10个月的滞后效应，而外汇占款长期影响着物价，两者总和贡献率23%，相对显著。可以得出结论：外汇占款对物价CPI的影响具有很强的滞后效应，M1同样存在长期滞后效应。

2.5 Johansen协整检验

为确定汇率和物价、M1和外汇占款是否存在长期均衡，还需要做多变量的协整分析。常用的有Johansen协整检验和EG协整检验，由于模型中有四个变量，因此适合用Johansen协整检验。检验给出了两种结果，分别是特征根迹检验（trace检验）和最大特征值检验，显示均存在四个长期均衡关系，所以本文只给出trace检验，结果如表5所示。

表5 Johansen检验结果

由表5可知，trace检验在0.05水平下有4个协整方程,说明物价、汇率、M1和外汇占款之间存在着在长期均衡关系。即长期中，在外汇占款和M1持续上涨条件下，物价的暂时下降会再被拉回来。换言之，长期中对内贬值和对外升值关系是相互对应的。

3 结论

本文得到以下结论：首先，汇率对物价具有传导作用，而物价对汇率也有一定的影响。通过格兰杰因果检验和VAR模型分析得出的原因是：物价与汇率的传导机制是通过外汇占款这一变量实现的。其次，在外汇占款和货币存量持续增长下，人民币内外价值偏离现象将一直存在。而上述的Johansen协整检验发现四个变量存在着长期均衡关系，通过VAR模型方差分解可知，在物价的变化中除去物价（CPI）自身75.2%的解释外，有24.7%的变化可由M1和外汇占款解释。综合可知，只要满足M1和外汇占款增长条件下，物价和汇率将持续偏离。最后，外汇储备通过外汇占款形式向社会输送货币量使得物价指数上升。通过分析方差分解表得出：外汇占款长期影响着物价，这可以通过弗里德曼的货币数量论来解释，得出外汇占款是引起物价指数上升的原因，其作用相当于央行发行新货币。也就是说，外汇占款对物价的影响具有很强的滞后效应。

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