／／金融与经济 ２０１７．０５ ｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ 人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递效应和传导机制研究 ■林婧莹 通过构建包含消费者价格指数、人民币名义有效汇率、国际石油价格、货币供应量和国房景气指数５个 变量的ＳＶＡＲ模型并进行脉冲响应函数分析和方差分解，分析了人民币汇率变动对于ＣＰＩ的传递效应和传 导机制，并通过引入２０１５年８月１１日新汇改虚拟变量，对模型的稳健性进行了检验。研究结论指出人民币 汇率变动对于物价的传递效应较小，当人民币贬值时，短期内在预期机制与短期资产价格机制的作用下，物 价呈下降趋势，长期内，在长期资产价格机制的作用下，物价会呈现上升趋势，并且“８－１１”汇改后引起的人 民币贬值并没有对传递效应带来显著影响，并提出了相应的结论与政策建议。 【关键词】汇率变动；ＣＰＩ；ＳＶＡＲ；预期机制；资产价格机制 【中图分类号】Ｆ８３０．９ 【文献标识码】Ａ 【文章编号］ｌＯ０６－１６９Ｘ（ＺＯ１７）０５－００７７－０８ 林婧莹（１９９４一），苏州大学东吴商学院金融学硕士研究生。（江苏苏州 ２１５０２１） 一、引言 二、文献综述 随着我国金融改革的不断推进，汇率制度不断 完善，人民币汇率变动也越来越具有市场化特征。 ２００５年７月２１日汇改之后人民币开始实行以市场 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，进入了长达数年的升值通道；２０１５ 年８月１１日新汇改完善了人民币兑美元汇率中间 价报价机制之后人民币又出现了单边贬值趋势。 市场化程度的加深使得人民币汇率变动更有弹性， 波动更频繁并且波动幅度更大，汇率反映了货币的 对外价值，物价反映了货币的对内价值，在全球经 济深度一体化的背景下，汇率的剧烈波动势必会对 国内经济产生深远的影响。２１世纪以来，我国的物 价水平也出现了几次大的波动，２００１～２００２年ＣＰＩ出 现负增长，２００７年之后通货膨胀高企，金融危机期 间有所回落，２００９年下半年开始再次呈现上升态势 对于汇率变动与通货膨胀之间的关系，现有的 文献大都是从汇率传递理论出发。汇率传递是指 名义汇率变动对一国进出口商品价格以及一国国 内总体物价水平的影响，关系到一国国际收支的调 节效果、货币政策的实施效果以及应对通货膨胀的 效果。一般而言，如果本币贬值１％，进口商品的本 币价格相应提高１％，那么此时就存在着汇率的完全 传递，如果价格提升幅度小于ｌ％，则认为此时存在 着汇率的不完全传递。国外学者最先开始研究汇 率传递与通货膨胀的关系，提出了大量的理论研究 和实证分析。一些学者从国别视角出发，研究了汇 率传递在发达国家与发展中国家的不同表现， Ｂａｉｌｌｉｕ＆Ｆｕｊｉｉ（２００４）研究了１１个发达经济体内汇率 变动对于物价水平的影响，指出汇率传递效应不断 直至２０１１年，２０１２之后又开始出现通缩风险直至今 日。当前我国经济增速下滑，也一直处于低通胀状 态，甚至面临通货紧缩风险，不利于经济发展，制约 下降。Ｃａ’ｚｏｒｚｉ ｅｔａ１（２００７）的研究指出亚洲、拉丁美 洲、中东欧１２个新兴市场国家的汇率传递效应与通 货膨胀率具有正相关。Ｔａｙｌｏｒ（２ｏｏｏ）首次提出汇率 我国货币政策的制定和执行。因此，在当前低通胀 和低汇率的经济环境下，研究汇率变动与通货膨胀 之间的动态关系以及传导机制对于汇率制度的改 革和货币政策的制定具有重大的现实意义。 传递效果与通货膨胀的环境有关，他在开放经济下 的动态一般模型中引入了价格的交错制定，指出低 通胀环境以及可信度较高的货币政策有助于降低 汇率传递效应。Ｈｏｌｍｅｓ（２００９）从非线性视角出发 研究汇率传递与不同通货膨胀区制的关系，运用马 丽７７ 金融与经济２口７ Ｄ５ 尔科夫状态转换得出了与Ｔａｙｌｏｒ一致的结论。 在国外研究的背景下，我国学者也相继开始研 究汇率变动对于通胀传递的影响，从不同的研究方 法人手，大多数得出了与Ｔａｙｌｏｒ一致的研究结论。 早期的研究主要从汇率传递本身出发，运用不同的 实证分析方法，研究汇率变动对于通货膨胀传递的 程度，也即两个变量之间是否具有显著的相关性， 以及汇率变动对于不同通胀测量指数的传递速度 和影响效果。许伟，傅雄广（２００８）从外国厂商的最 优定价行为出发推导出进口品的定价方程，利用单 方程回归分析人民币名义有效汇率对进口价格的 传递效应及其动态过程，并通过滚动回归分析了汇 率的价格传递程度的演变，其研究指出，虽然汇率 传递是不完全的，但是两者间存在着显著的相关性 关系，并且传递程度先下降后上升。 单方程回归的缺陷在于忽略了通胀与汇率变 动两者之间可能存在的内生性问题，并且没有考虑 由于所处的商品流通链条阶段不同而可能存在的 差异。因此，学者们通过ＶＡＲ模型和方差分解方法 来研究两者问的互动关系，消除以上问题对估计结 果带来的干扰。陈六傅，刘厚俊（２００７）认为由于国 内消费品中只有一部分来源于进口，受到汇率变化 的影响，所以产品分配链条会弱化汇率的价格传递 效应，他们采用递归ＶＡＲ模型估计人民币有效汇率 变动对进口价格和消费者价格的影响，其研究指 出，人民币汇率变动对ＣＰＩ的影响不显著。吕剑 （２００７）通过运用Ｅ—Ｇ二步法、误差修正模型、脉冲 响应函数和方差分解方法，分别研究了人民币名义 有效汇率变动对于ＣＰＩ、ＰＰＩ、ＲＰＩ的影响，得出了相 反的结论，其研究指出，长期内人民币汇率变动对 国内物价水平有显著影响，并且对于ＣＰＩ的影响最 大，其次是ＲＰＩ和ＰＰＩ。 由于在ＶＡＲ模型中，需要基于经济理论对不同 冲击变量进行排序，由于排序的敏感性会对参数的 估计结果的可靠性带来一定影响，并且模型中并未 考虑由于汇率滞后期变动对于通货膨胀的动态影 响。基于此，白钦先，张志文（２０１１）采用了两阶段 最小二乘法来实证考察人民币名义有效汇率变动 对于中国ＣＰＩ的传递程度和动态过程，引入２００５年 ７月２１日汇改外生性制度虚拟变量来反映汇率数据 生成中可能发生的结构变化，并对估计结果进行了 系统的稳健性检验，其研究发现，人民币名义有效 ７８ ＪＲＹＪＪ 汇率变动对中国通货膨胀的影响非常有限，并且以 半年前的变动对当期通货膨胀的影响最大，不过幅 度非常小。刘子寅，范科才（２０１５）认为现有的文献 研究都是从线性角度出发，没有考虑到汇率传递可 能会受到通货膨胀的影响而呈现出非线性特征，因 此他们将反映不同通胀状态的变量作为门限变量， 运用门限向量自回归模型（ＴｖＡＲ）对我国人民币名 义有效汇率和通胀的动态关系进行分析。他们将 通胀环境分为低增长状态和高增长状态两个不同 的通胀区制，然后运用广义脉冲函数来研究不同区 制下 ［率变动对国内消费价格的作用，得出汇率变 动与通胀变化存在明显负相关关系的结论，在高通 胀状态下汇率传递效应更大。王胜，田涛（２０１５）通 过建立二元ＶＡＲ—ＧＡＲＣＨ（１，ｌ１一ＢＥＫＫ模型，在考虑 了汇率与通货膨胀之间存在的“时变性”关系的基 础上，从均值与波动层面实证分析了汇率变动与 ＣＰＩ变动的关联性，其研究指出，汇率变动与ＣＰＩ变 动之间存在显著的“时变性”，通胀环境以及我国进 口品结构变化是“时变性”的主要原因。 综上所述可以发现，虽然由于研究所采用的样 本观测数据不同，并且不同时期我国国内的对外开 放水平和经济结构的变化也有可能对模型估计结 果产生差异，使得现有研究对于汇率变动与通货膨 胀之间的互动关系并没有得出完全一致的结论，但 是大体上可以发现，大部分研究都认为，人民币汇 率变动对于通货膨胀具有不完全传递性并且其影 响程度具有一定的时变性和非线性特征，表现为当 通货膨胀较高时，汇率传递效应较强，人民币汇率 与ＣＰＩ间呈现同向变动；当处于低通胀环境时，汇率 传递效应较弱，且两者间表现出反向变动关系。根 据上述结论，那么在如今低通胀环境下，汇率传递 效应弱，人民币汇率变动应当与通货膨胀呈现出反 向关系，但是真实的结果是，我们自从２０１５年８月 １ １日进行新汇改完善人民币汇率形成的中间价报 价机制后，人民币一直呈现出贬值趋势，且单边贬 值的态势加强，然而国内的ＣＰＩ却并没有如上述结 论指出的那样反向上升，而是继续保持在低通胀环 境甚至可能面临通货紧缩风险。 本文认为这种矛盾现象的出现，有以下三点原 因：第一，在现有的文献研究中，人民币汇率在数据 考察期内大多数呈现出升值趋势，因而现有研究结 论对于升值环境解释性较好，但是对于贬值环境的 人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递效应和传导机制研究 解释性不够。第二，现有研究大多是从传统的汇率 传递理论出发考虑进出口机制，没有考虑在我国对 外开放水平不断加大、人民币国际化程度不断提升 的当下，由于资本出逃所带来的贬值预期强化对于 ＣＰＩ的影响以及当下虚拟经济发展迅速所带来的资 产价格机制。第三，现有研究没有考虑在我国当前 供给过剩的宏观经济背景下生产成本机制的失效， 本文认为在供给过剩的背景下主要是资产价格机 制发挥作用。 基于此，为了消除单一方程回归与ＶＡＲ检验的 缺陷，本文通过构建包含消费者价格指数、人民币 名义有效汇率、国际石油价格、货币供应量和国房 景气指数５个变量的ＳＶＡＲ模型，进行脉冲响应函 数分析和方差分解，利用涵盖了人民币贬值的最新 数据研究人民币汇率变动对于通货膨胀的传递效 应是否显著，作为对前人研究的修正。并且在当前 房地产泡沫严重的资产通胀的情况下，通过国房景 气指数变量的引人，来考虑人民币汇率通过资产价 格机制和汇率预期机制对于通货膨胀的传导效 应。最后，通过引入２０１５年８月１１日新汇改这一虚 拟变量，考虑汇改后引起的人民币汇率单边贬值是 否会对传递效应产生显著影响。 三、传递机制分析与模型构建 （一）人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递机制 本文认为在人民币汇率处于升值和贬值两个 不同状态下，汇率变动对于通货膨胀的价格传导机 制不同：在人民币升值阶段，主要是预期机制发挥 作用；在人民币贬值阶段，主要是资产价格机制发 挥作用，分析如下： １．人民币升值阶段的传递机制分析 在人民币升值时期，一方面，由于人民币升值 使得以本币标价的本国商品变得相对昂贵，以外币 标价的外国商品变得相对便宜，因而使得出口相对 减少而进口增加，进口价格下降通过汇率传递机制 影响国内的ＣＰＩ数值，使得国内物价下降。但另一 方面，一旦人民币持续处于升值阶段，人们就会产 生升值预期，使得人民币吸引力增加，大量国外资 金流人，外汇占款增加，本国央行在外汇市场上收 购外汇投放本币，使得本国的货币供应量增加，按 照货币数量论，推动本国物价上涨，并且预期机制 发挥了主导作用，因此在升值阶段，两者呈现出同 向变动。 ２．人民币贬值阶段的传递机制分析 本文认为在人民币贬值时期，汇率变动对物价 变化的传导机制主要包括生产成本机制、资产价格 机制和汇率预期机制，并提出了如下３个假设： （１）假设１：在贬值背景下，生产成本机制失效， 并不能使得汇率与物价反向变动 生产成本机制是指本币贬值会使得以本币标 价的出口商品价格下降，以外币标价的进口原材料 和产成品的价格上升，从而导致本国的进口企业生 产成本上升，从而推动一般物价水平上升。但是本 文认为，根据凯恩斯主义的名义工资和价格刚性理 论，在当前我国宏观经济形势表现为普遍和严重的 生产过剩供给太多的背景下，企业并不会提升价格 而是会减产和裁员，因而贬值并不会提升价格，物 价不会上涨。 （２）假设２：资产价格机制短期内使得汇率与物 价反向变动，长期内使得两者同向变动 资产价格机制是指本币贬值引起以本币标价 的出口商品价格下降，以外币标价的进口原材料价 格上升，从而出口增加进口减少，经常项目顺差，导 致货币供应量增加。但是在生产过剩背景下资金 并未传导至实体经济，而是涌向了收益更高的房地 产行业以及其他资产项目，从而导致物价不上涨而 房价上涨。如贝多广，朱晓莉（２００７）在研究中指 出，人民币对外升值更多的是导致国内资产价格的 上涨并非ＣＰＩ上涨。朱孟楠，刘林（２０１０）认为当人 民币汇率变动时，货币当局为了稳定汇率而干预外 汇市场，在冲销非完全有效的状况下势必会对货币 市场产生影响，货币市场的流动性变化传导至房地 产市场引起房价变动。 但是长期内资产价格机制的作用是反向的，因 为短期内由于名义工资粘性，房价上涨并不会马上 转嫁到物价上去，但是在长期内房价上涨会使得服 务性企业生产成本增加，于是转嫁到消费者身上， 从而推升一般物价水平上涨。因此，短期内由于工 业性企业在产能过剩背景下不会转嫁成本，资产价 格机制使得汇率与物价同向变动，但是长期内服务 性企业会转嫁成本，因而资产价格机制使得汇率与 物价反向变动。 （３）假设３：汇率预期机制使得汇率与物价同向 丽７９ 金融与经济２０１７．０５ 变动 ｝［率预期机制是指“８・１１”汇改后，汇率贬值与 贬值预期呈现出同向变化，人民币持续处于贬值阶 段出现贬值预期的自我强化，从而形成相互加强的 循环机制，避险情绪会导致人民对人民币币值稳定 失去信心，从而导致资本大量出逃，导致资本与金 融项目逆差，恐慌性换汇使得外汇储备减少，央行 在外汇市场上收购本币投放外汇，本国的货币供应 量减少，国内物价下降，汇率变动与物价呈现同向 变动。 （二）模型构建与变量描述 为了研究在供给过剩背景下人民币汇率变动 对ＣＰＩ物价的影响过程，验证以上假设的正确性，本 文引入以国房景气指数代表的资产价格变量，通过 建立向量自回归模型（ＳＶＡＲ），确定乔莱斯基分解 次序，利用脉冲响应函数和方差分解来研究人民币 汇率变动对于ＣＰＩ的传递效应和传导机制。在 ＳＶＡＲ模型构建中，借鉴现有研究的一般做法，本文 将人民币名义有效汇率、货币供应量、国房景气指 数和国际原油价格作为解释变量引入模型中进行 分析，首先建立相应的ＶＡＲ模型如下： Ｙｔ＝Ｃ＋ （Ｌ）×Ｙ 。＋ｕ 其中，Ｙ ＝｛ａ ｃｐｉ，ａ ｏｉｌ，Ａｎｅｅｒ，ａｍｌ，ｌｎｒｅｃｉ｝， （Ｌ）代表滞后算子Ｐ阶矩阵，ｕ 为向量白噪声过程，满 足∑Ｅ（ｕ ）＝Ｏ，Ｅ（ｕ ×ｕ ）＝∑，其中∑为正定矩阵。由 于ＶＡＲ模型只能解释变量之间的跨期相关性，并没 有考虑内生变量之间的同期相关性，无法反映系统 的经济结构，因此本文建立对应的ＳＶＡＲ模型如下： ＡＹ，＝Ａ１ｘＹｔ—Ｉ＋Ａ２ｘｙｔ一２＋……＋Ａｐｘｙ 一ｐ＋ｅ 其中，ｅｔ含有内生变量间同期相关性的干扰，ｅｔ－ Ｂｘｕ。，Ｖａｒ（ｅ。）＝ＢＢ ，Ａ是一个下三角矩阵，Ｂ是对角矩 阵，反映了结构性冲击的信息，对ＳＶＡＲ进行估计需 要知道Ａ、Ｂ矩阵的信息，通过乔莱斯基分解次序来 确定，对模型中的变量和数据来源进行解释说明： １．人民币名义有效汇率指数ＮＥＥＲ：理论上来 说，在间接标价法下，人民币名义有效汇率上涨代 表本币升值，会使得进口商品价格下降，抑制国内 物价上涨，反之则导致国内物价上涨，也即两者呈 现负相关，ＮＥＥＲ数据取自ＩＭＦ统计数据库。本文 对ＮＥＥＲ进行对数差分处理，记为ａ ｎｅｅｒ。 ２．居民消费价格指数ＣＰＩ：作为国内通货膨胀 ８０ ＪＲＹＪＪ 的衡量，数据取自ＩＭＦ统计数据库，本文对ＣＰＩ进行 对数差分处理，记为△ｃｐｉ。 ３．国房景气指数ＲＥＣＩ：是综合反映全国房地产 业发展景气状况的总体指数，本文引入此变量作为 对资产价格的衡量，数据取自宏观数据网站，本文 对其进行自然对数处理，记为ｌｎｒｅｃｉ。 ４．货币供应量：采用ＭＩ指标是因为该指标更 多地反映了交易使用的货币需求，与物价水平的联 动性更强，数据取自宏观数据网站，本文对Ｍ１进行 对数差分处理，记为ａｍｌ。 ５．国际石油价格增长率：代表国外冲击，在 《世界能源展望（２ｏ１６年版 》中，预计我国石油的 对外依存度将从２０１４年的５９％上升至２０３５年的 ７６％，这说明国际石油价格已经成为影响我国国内 物价变动的一个重要因素，因此纳入本文模型 中。数据由国际石油价格进行对数差分处理得 到，其中国际石油价格数据来源于宏观数据网站， 记为△ｏｉｌ。 四、实证分析 （一）ＡＤＦ检验 由于我国在２００１年对ＣＰＩ的一篮子商品进行 了调整，因此本文以２００１年１月～２０１６年８月为样本 期。上述模型中变量的时序图如下图１所示：从 ｌｎｃｐｉ与ｌｎｎｅｅｒ的时序图可知ｌｎｃｐｉ的波动并不大， ｌｎｎｅｅｒ的波动相对较大，在２００１年１月一２００５年１月 里，ｌｎｎｅｅｒ下降（人民币贬值），ｌｎｃｐｉ上升，两者呈现 出反向变动关系；在２００５年１月～２０１５年１月里， ｌｎｎｅｅｒ上升（人民币升值），ｌｎｅｐｉ与ｌｎｎｅｅｒ的相对波 动没有显著的规律性；在２０１５年之后，人民币贬值， ｌｎｅｐｉ基本不变。初步可知两个变量存在常数项，没 有明显的趋势项。从汇率与房价以及物价与房价 的时序图中可知，在２００９年之前，汇率与房价基本 上呈现出同向波动，之后两者呈现出反向波动；物 价与房价的波动基本上相类似，呈现出同向波动趋 势，并且房价的波动大于并且先于物价的波动。基 于此，首先对５个变量序列进行ＡＤＦ平稳性检验，检 验结果可知，原序列ｌｎｒｅｃｉ为平稳序列，不存在单位 根；ｌｎｃｐｉ、ｌｎｎｅｅｒ、ｌｎｏｉｌ、ｌｎｍｌ均存在单位根，其一阶差 分处理后的变量均为平稳过程，ＡＤＦ检验统计量ｚ （ｔ）小于５％水平下的临界值。ＡＤＦ检验输出结果如 下表１，因此可以进行ＳＶＡＲ建模。 人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递效应和传导机制研究 响应函数来分析汇率冲击对于ＣＰＩ的动态影响，为 此先要确定５个变量之间的乔莱斯基分解次序，首 八 ～ ： ＾ ｌ≮ ＼， 先通过经济理论分析判断｝１１次序，然后再通过格兰 杰 果炎系检验进行埘照分析： ； …～一， ………— 一…………… … 聃ｌ舳ｔ ～ 蛳矧 赫； ｔ警蠢ｇ囊堪 ＝＝ ： 曼 蛰鼍 移 图１ Ｉｎｃｐｉ、ｈｌｎｅｅｒ、ｌｎｒｅｃｉ的时序图 表１变量的ＡＤＦ检验结果 检验类型 统计值 临界值（５ｏｋ） 结论 ｌｎｌｌｅｅｒ ｆ（ ．０．１３１ —０．３０８ －２．８８５ ｌ（１） △ｌｌｅｅｒ （ｃ，０，１３） －３．６６５ －２．８８５ ｌ（０） ｉｎｃｐｉ （（‘，０。１３） 一２．０７９ －２．８８５ Ｉ（１） Ａｃｐｉ （ｃ，０．１３） －４．５７８ －２ ８８５ Ｉ（０） ｌｎｏｉｌ （Ｃ．０，１３） 一２．Ｉ１３ －２．８８５ Ｉ（１） △ｏｉｌ （ｃ，０，１３） －３．８１０ －２ ８８５ Ｉ（０） １ＩＩＩｎｌ Ｉｃ．０．１３１ —１．０３３ －２．８８５ ｌ（１） △ｍｌ （（。，０．１３） 一４．６１６ －２．８８５ Ｉ（０） ｌ１］ｌ＇ｅＣｉ （ｃ，０，Ｉ３） 一０．６４ｌ －２．８８５ Ｉ（１） １ｉｌｒｅｃｉ （（’，Ｉ．１３） －３．５０４ －２．８８５ Ｉ（０） 备注：检验类型中的ｃ和ｔ表示带有常数项和时 间趋势项，ｋ表示根据Ｓｃｈｗｅｒｔ（１９８９）建议采取的最大 滞后阶数ｐ＝１２ （ ｒ／ｉｏｏ） （１／４）。 （二）模型估计与检验 国房景气指数是平稳序列，其余４个变城均是 一阶单整序列，差分后满足平稳性假定． 此可以 进行ＳＶＡＲ建模，首＿先根据信息准则确定卡｝Ｉ应的 ＶＡＲ模型的阶数，模型阶数既不能太大也不能太 小，根据ＨＱＩＣ和ＳＢＩＣ信息准则确定的滞后阶数是 ２阶，根据ＦＰＥ和ＡＩＣ准则确定的滞后阶数是４阶， ｆ｝１于ＳＢＩＣ准则可能过于简洁，因此本文选择滞后４ 阶，刚好能够保证扰动项为白噪声并且建立的系统 是平稳的。 建立了ＳＶＡＲ（４）之后，可以通过正交化的脉冲 根据经济理论，国际价格冲击会通过进出口贸 易机制提高本国的进口品价格，在当前我国进ｍ口 结售汇的制度下会影响我困的外汇储备，从而影响 Ｍ１的投放，并且在当前我国石油的ｘ￣ｌＪ＇ｂ依存度不断 上升的背景下石油冲击对Ｍｌ的影响更大，因而△ ｏｉｌ一△ｍｌ；在Ｊ＇ｔ－ｆＥ］仃场上，Ｍｌ投放量的变动会通过 改变水币的供求情况来影响本币汇率，因而Ａｍ１－－＋ △ｎｅｅｒ；本币的汇率变动会通过资产价格机制和预 期机制引起国际资本的流人和流出，从而影响本国 的房地产＝价格，凶此△ｎｅｅｒ￣ｌｎｒｅｃｉ；最后，以房地产 为代表的闰内资产价格的变化义会通过财富效应 和金融加速器效应提高国内消费和投资需求，从而 传导到实体领域，引起物价的变动，［大Ｊ此ｌｎｒｅ ｉ一△ ｃｐｊ，综上分析可知，变量问的传导次序为： △ｏｉｌ—’△ｍ１—｝△ｎｅｅｒ斗ｌｎｒｅ（ —｝△ｃｐｉ 在ＳＶＡＲ（４）模型的输…结果中，剔除系数不 著的滞后项，得７￣ｉ］７Ｅ率变动率和房价变动率的均值 方程如下： △ｎｅｅｒｌ＝０．４２０４０９５ Ａ ｎｅｅｒ ＋０．１ ５６５９０５△ｎｅｅｒ ４ △ｃｐｉＩ＝一０．１ １４２７２△ｎｅｅｒ Ｉ＋０．１９１６９３３１ｎｒｅｃｉｔ一 一 ０．Ｉ ４３５８３５ｌｎｒｅｃ 从上述模型输 结果叮知，汇率变动主要受到 自身滞后项的影响，而物价变动主要受到来自汇牢 滞后期和房价滞后期 素的影响。 然后进行格兰杰 果检验，输出结果见表２，主 要分为５部分，在以△ｏｉｌ为被解释变量的方程巾，由 于解释变 △ｎｅｅｒ系数的联合显著性的卡方统汁量 为ｌ１．７０５，ｌ卡ｆ｛应的Ｐ值为０．０２０，［夫Ｉ此在５％的显著性 水平下拒绝原假设，认为△ｎｅｅｒ是△ ，ｉｌ的格兰杰原 凶。卡ｆ１应的，其余３个解释变量Ａｍｌ、ｌｎｒｅｃｉ、Ａｃｐｉ的 卡力‘统汁量对应的Ｐ值均大：Ｆ０．０５，因此接受原假 设，表明这３个变量均不是△ｏｉｌ的格兰杰原 。同 理可得， 以△Ｉｌｌ１为被解释变量的方程中，Ａｏｉｌ、△ ｎｅｅｒ、ｌｎｒｅｃｉ和△ｃｐｉ均不是△ｃｐｉ的格兰杰原因。在 以△ｎｅｅｒ为被解释变量的方程中．△０ｉｌ、ＡＩＴＩｌ、ｌｎｒｅｅｉ 和Ａｃｐｉ均不是△ｎｅｅｒ的格兰杰原凶。在以ｌｎｒｅｃｉ为 被解释变蛀的方程中，△ｏｉｌ是ｈｕ－ｅｃｉ的格兰杰原因， 其余变最均不是ｌｎｒｅｃｉ的格兰杰原因。在以△ｃｐｉ为 驻¨ ｆ ８１ 一 ２０１７．ｏ５ 被解释变量的方程中，ｌｎｒｅｃｉ是Ａｃｐｉ的格兰杰原因， 本文认为出现同向变动关系的原因在于在当 而△ｏｉｌ、Ａｍｌ、Ａｎｅｅｒ均不是其格兰杰原因。可知 前供给过剩的背景下，汇率变化会通过汇率预期机 格兰杰因果检验并未确定唯一的变量次序，根据经 济理论分析的乔莱斯基分解次序与其并没有很大 差异，格兰杰因果检验结果与上述方程输出结果一 致。 制与短期资产价格机制引起物价同向变动，但是最 终长期资产价格机制作用效果会超过汇率预期机 制，这也说明了当前汇率的价格传递效应不显著并 且会受到复杂机制的影响。从图４可知，汇率下降１ 个百分点，会在当期使得房价小幅上涨，随后房价 表２格兰杰因果检验结果 原假设 Ａｍｌ不是△０ｉｌ的格兰杰原因 Ａｎｅｅｒ不是△ｏｉｌ的格兰杰原因 ｌｎｒｅｃｉ不是△０．１的格兰杰原因 卡方统计量 Ｐ值 １．２ｌ８８ １１．７０５ ７．４７４７ 结论 不断上涨，在第１０个月后涨幅达到最大，这说明汇 率对于房价的传递效果比物价大并且快。从图５可 ０．８７５ 接受原假设 ０．０２０ 拒绝原假设 Ｏ．１ｌ３ 接受原假设 知房价上涨１个百分点会在第２个月内使物价上涨 幅度最大，随后逐渐衰减，但仍是同向作用，主要是 资产价格机制在起作用，因此本文提出的３个假设 均成立。 Ａｃｐｉ不是Ａｏｉｌ的格兰杰原因 △０Ｉ１不是Ａｍｌ的格兰杰原因 ３．４３ｌ ２．８２４７ ０．４８８ 接受原假设 ０．５８８ 接受原假设 ０．２３２ 接受原假设 Ａｎｅｅｒ不是Ａｍｌ的格兰杰原因 ５．５８６５ ｌｎｒｅｃｉ不是Ａｍ１的格兰杰原因 Ａｃｐｉ不是Ａｍ１的格兰杰原因 ４．０７７９ ０．３９６ 接受原假设 ５．１６７８ ０．２７ｌ 接受原假设 △０ｉｌ不是Ａｎｅｅｒ的格兰杰原因 ０．７３６６７ ０．９４７ 接受原假设 Ａｍ１不是Ａｎｅｅｒ的格兰杰原因 ３．２５４１ Ｏ．５ｌ６ 接受原假设 ｓｔｅｐ ｌｎｒｅｃｉ不是Ａｎｅｅｒ的格兰杰原因 １．９３６７ ０．７４７ 接受原假设 魏酾辩 耩９５％ｃＩ …０ｒａ 柳…－锕附ｈ０ ｖ＿ 埘ｄ ●●ｖ●栩ｂＩ■ 一ｓｌｔｕｃｔｕｒａｔ ｊ Ａｃｐｉ不是Ａｎｅｅｒ的格兰杰原因 ０．９７６３６ ０．９１３ 接受原假设 △０ｉｌ不是ｌｎｒｅｃｉ的格兰杰原因 １０．０７２ ０．０３９ 拒绝原假设 图２物价对汇率冲击的脉冲响应函数 Ａｍ１不是ｌｎｒｅｃｉ的格兰杰原因 ０．９Ｏ７７６ ０．９２３ 接受原假设 Ａｎｅｅｒ不是ｌｎｒｅｃｉ的格兰杰原因 ７．２９ｌ３ Ｏ．１２１ 接受原假设 Ａｃｐｉ不是ｌｎｒｅｃｉ的格兰杰原因 Ａｏｉｌ不是Ａｃｐｉ的格兰杰原因 Ａｍ１不是Ａｃｐｉ的格兰杰原因 ６．０４９ ３．３３５ｌ ０．１９６ 接受原假设 ０．５０３ 接受原假设 ２．６５３９ ０．６１７ 接受原假设 Ａｎｅｅｒ不是Ａｃｐｉ的格兰杰原因 ７．１５ｌ８ ０．１２８ 接受原假谖 ｌｎｒｅｃｉ不是Ａｃｐｉ的格兰杰原因 ｌ７．９４２ Ｏ．０ｏｌ 拒绝原假设 晦ｈｌ ｎ１．． ｕｈ・ 曲 ・．｜ｄＨ目ｐ 憎嘲＾－ 【三）脉冲响应函数 图３房价对汇率冲击的脉冲响应函 分析物价对于汇率冲击的结构脉冲响应函数、 房价对于汇率冲击的结构脉冲响应函数和物价对 于房价冲击的脉冲响应函数（分别见图２、图３、图４） 可知：汇率冲击在当期会使得物价反向变动，随后 同向变动，然后又反向变动并在随后第３个月内反 向冲击最大．汇率增加１个百分点，会引起物价下降 ０．１２％，随后这种冲击逐渐衰减接近于０，但最终仍 有一个反向冲击，这说明汇率变动与通货膨胀间呈 现先反向变动再正向变动最终反向变动的关系，但 ０ Ｉ脚蛳 ■－ｍ｜ａｎｐｃ￣ｗ ｔ 镕９５％ｃＩ——一ｓ ＴＬｕｃｔｕｒｓ［ｉｒｆ 自 － ｍ●忡 蚺 图４物价对房价冲击的脉冲响应函数 （四）通货膨胀的方差分解 是汇率的传递效应非常小且存在３个月的时滞。 ８２ 人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递效应和传导机制研究 对变量Ａｃｐｉ进行预测误差方差分解，输出结果 如表３。结果显示，对Ａｃｐｉ进行向前１个月的预测， 其预测方差中９２．５％来自于△ｃｐｉ本身，４％来自△ ｏｉ１，２．９％来自Ａｍｌ，０．３％来自Ａｎｅｅｒ；向前作１０个月 的预测，则预测方差有７５％来自本身，７．７％来自ａ ０ｉ１，６．４％来自ａ ｎｅｅｒ，７．３％来自ｌｎｒｅｃｉ，３．６％来自Ａ ｍｌ。这表明，随着时间推移，房价和汇率变化对于 物价的影响逐渐增大，但是引起物价变化的主要原 因仍来自物价本身，这与现有的理论研究结论相符 合，表明在当前我国汇率改革汇率自由波动趋势变 大的背景下，汇率与房价对于物价的影响依然不显 著，各种冲击并不会给物价带来较大压力。 表３通货膨胀的预测误差方差分解 预测 冲击来源 区间 ａｏｉｌ ａｍｌ ａｎｅｅｒ ｌｎｒｅｃｉ Ａｃｐｉ ｌ ０．０４２４６４ ０．０２９００５ ０．ｏｏ３３３７ Ｏ．Ｏｏｏ０７６ ０．９２５１１８ ２ ０．４０７４５９ ０．０３６５５ ０．００３３３１ ０．０ｏ０２８７ ０．９１２３７３ ３ ０．０４４４６６ ０．０３６７０６ Ｏ．ｏｏ３４９２ Ｏ．Ｏ４８６６７ Ｏ－８６４６７ ４ ０．Ｏ４４２０７ ０．０３５７７ ０．０４７８４７ Ｏ．Ｏ７１４７３ Ｏ．８０ｏ７０３ ５ ０．Ｏ６５ｏ４ ０．０３５Ｏ８１ ０．０４８６４６ ０．０７１５１５４５ ０．７７９６８９ ６ Ｏ．ｏ６５６０５ ０．０３６２６２ ０．０５３８４７ ０．０７３３１ １ ０．７７０９７６ ７ ０．Ｏ７１９２ ０．０３６３７４ ０．０５４９７６ ０．０７３７７５ ０．７６２９５６ ８ ０．０７５３３６ ０．０３６１０５ ０．０６０５８２ ０．０７３５３ ０．７５４４４７ ９ ０．０７６１４３ ０．０３５９７９ ０．０６２９７６ ０．０７３３８９ Ｏ．７５ｌ５１３ １０ ０．０７６６８７４ ０．０３５９７６ ０．０６４１５ ０．０７３２１７ ０．７４９７８３ （五）引入虚拟变量的稳健性检验 由于我国在２０１５年８月１１日进行新汇改，完善 了人民币兑美元汇率中间价报价机制，将非市场化 的人民币汇率中间价与市场收盘价两率合一，增强 了人民币汇率浮动的弹性，使得人民币汇率的市场 化更进一步。自“８・１１”新汇改之后，人民币曾出现 了单边大幅贬值，并有贬值预期自我实现的问题， 在２０１６年年初的时候曾经导致大量的资本外流和 恐慌性换汇，央行进入外汇市场进行了一系列干预 措施，使得汇率贬值后出现稳定，而当年１０月份以 来人民币汇率再次出现单边贬值趋势，汇率的浮动 是否会通过央行冲销干预行为而影响本币的对内 价值，是一个值得思考的问题。因此，本文在此基 础上将２０１５年８月汇改作为一个虚拟变量引入上 述模型，通过对考虑和未考虑这一制度改革变量的 影响的分析结果，对本文上述实证模型进行稳健性 检验。虚拟变量的引入规则是２０１５年８月之后的 数据取１，之前的数据取０，用Ｄ表示，同时引入虚拟 变量与汇率的交乘项。从上述方程输出结果中可 知，物价变动主要受到来自滞后３期的汇率变动的 影响和来自滞后２期和滞后４期的房价的影响，因 此在不引入和引入虚拟变量的情况下，分别对Ａｃｐｉ 进行回归分析，从输出结果的系数显著性以及系数 大小和符号是否有显著差别来验证模型是否稳健， 分析结果如表４所示。 表４参数估计结果对比 未引入“８・１１”汇改 引入“８・１１”汇改虚拟 虚拟变量 变量 解释变量 系数 ｔ值 系数 ｔ值 ａｎｅｅｌ＇ ｔ３ —０．０８７１３４ｒ －２－３３ —０．０９６８５８３‘ －２．４８ ｌｎｒｅｃｉｔ一２ ０．１７３７１５９”’ ４．６３ ０．１７３２７９６ ” ４．５９ １／＇／ｒｅｃｉＨ —Ｏ．１６７８６５１．” －４．４６ 一Ｏ．１７２３５４５… －４．５ｌ Ｄ －０．００１６１６２ －０．８０ Ｄ×ａｎｅｅｒｔ一３ ０．０５８５９０８ ０－３６ －０．０２６７２８４ －０．６３ －０．ｏｏ３８６ｌ３ －０．０８ 备注：其中Ｄ代表汇改虚拟变量，Ｄ×Ａｎｅｅｒｔ一，代 表虚拟变量与汇率的交乘项，ｃ代表常数项，料代表 在５％的显著性水平下系数显著，：Ｉｃ ￥代表在１％的显 著性水平下系数显著。 从表格中可知，引入虚拟变量之后，解释变量 的系数并未发生显著改变，并且虚拟变量的系数估 计结果并不显著，这也表明了人民币汇制度改革并 没有对模型产生显著影响，上述ＳＶＡＲ模型比较稳 健，同时输出结果也再次证实了人民币汇率对于物 价的传递效应较小。 五、结论与建议 本文选取２００５年１月到２０１６年８月的最新数 据，通过构建ＳＶＡＲ模型分析了人民币汇率变动对 于ＣＰＩ传递的价格效应和传导机制。从脉冲响应函 数中发现人民币汇率变动对ＣＰＩ的传递并不完全、 传递效应较小并且存在３个月的时滞，汇率变化 １％，物价变化０．１２％，并且两者呈现出先反向变动 再同向变动最终反向变动的关系。人民币汇率变 化对于房价的传递效应相比物价更快并且影响作 用更大，人民币汇率贬值会使房价上涨。房价上涨 会通过资产价格机制带来物价上涨，但是作用效果 也不显著，房价上涨１个百分点会在第２个月内使 ＪＲＹＪＪ ８３ 融与经济２Ｄ７ ７．０５ 物价上涨幅度最大。综上所述，本文结论指出本文 性改革来增加有效供给，消化过剩产能，调节总供 给与总需求的平衡，增强我国的整体经济实力，为 汇率改革提供坚实的经济实力支撑。 【参考文献】 【１］Ｂａｉｌｌｉｕ Ｊ Ｎ，Ｆｕｊｉｉ Ｅ．Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅ Ｐａｓｓ－ ｔｈｒｏｕｇｈ ａｎｄ ｔｈｅ Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ ｉｎ Ｉｎｄｕｓｔｉａｌｉｒｚｅｄ Ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ：Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ 提出的３个假设均成立，人民币汇率变动对于物价 的传递效应较小，当人民币贬值时，短期内在预期机 制与短期资产价格机制的作用下物价呈下降趋势， 长期内在长期资产价格机制的作用下，物价会呈现 上升趋势，并且“８・１１”汇改后的单边贬值对于传递 效应的影响不显著。基于此，本文提出如下的建议： １．由于汇率变动对于通货膨胀传递的价格效 应较小，因此通货膨胀更多的是受到国内宏观变量 的影响，这意味着在当前汇率改革不断推进、人民 币汇率形成机制更加市场化和自由化的背景下，人 ［Ｍ】．Ｂａｎｋ ｏｆ Ｃａｎａｄａ，２００４． 【２］Ｃａ’Ｚｏｒｚｉ Ｍ，Ｈａｈｎ Ｅ，Ｓａｎｃｈｅｚ Ｍ．Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅ Ｐａｓｓ—ｔｈｒｏｕｇｈ ｉｎ Ｅｍｅｒｇｉｎｇ Ｍａｒｋｅｔｓ［Ｒ］．Ｅｕｒｏｐｅａｎ Ｃｅｎｔｒａｌ Ｂａｎｋ，Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ２００７，Ｎｏ．７３９． 民币汇率的剧烈波动对国内物价的影响不大，这也 解释了２０１５年８月１１日人民币汇率改革完善了人 民币兑美元汇率中间价报价机制之后人民币出现 了单边贬值趋势，但是国内的ＣＰＩ却没有出现太大 的波动的现象。因此，人民币汇率机制改革可以稳 步有效地朝着自由浮动的方向前进，汇率的自由浮 动对当前我国货币管理当局解决“４难问题”①是非 常重要的，因为Ｋｒｕｇｍａｎ在１９８９年指出如果汇率转 换效果下降，从而相对需求的影响减小，因此在面 对经济真实冲击而其他变量保持不变的情况下，需 要汇率大幅变化才能使经济重新恢复均衡，从而加 剧汇率的波动性。 ２．由于汇率变动对于房地产价格的影响作用相 对较大，因此在汇率改革的过程中仍要注意适当引 导汇率预期，减少资金出逃，防止由于汇率的单边贬 值所带来的房地产价格的不断上涨，抑制房地产市 场泡沫的形成，降低我国不断上升的潜在金融风险。 ３．由于预期机制的存在，在２００５年汇改之后人 ［３］Ｈｏｌｍｅｓ，Ｍ．Ｊ．Ｔｈｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ｅｘｃｈａｎｇｅ ｒａｔｅ ｐａｓｓ—ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｏ ｔｈｅ ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ［Ｊ］． Ｔｈｅ Ｏｐｅｎ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ Ｊｏｕｍａｌ，２００９，（２）：１－６． ［４］李颖，栾培强．人民币汇率传导效果与传导 机制分析［Ｍ】．北京：经济科学出版社，２０１０：１０～１２． ［５］徐伟，傅雄广．人民币名义有效汇率对进口价 格的传递效应研粗Ｊ】＿金融研究，２００８，（９）：７７—９０． ［６陈六傅，刘厚俊．人民币汇率的价格传递效 ６］应——基于ＶＡＲ模型的实证分析［Ｊ］．金融研究， ２００７。（４）：１—１３． ［７］吕剑．人民币汇率变动对我国物价传递效应 的－￣．ｗ－分析［Ｊ］．国际金融研究，２００７，（８）：５３～６１． ［８】白钦先，张志文．人民币汇率变动对ＣＰＩ通胀 的传递效应研究［Ｊ］．国际金融研究，２０１１，（１２）：３８～ ４５． ［９］刘子寅，范科才．汇率传递与通货膨胀动态 的非线性关系研究（１９９６～２００９年）［Ｊ］．世界经济研究， ２０１５，（５）：１３～２２． 民币升值并未带来通货膨胀的下降；相应的，由于汇 率传递效果不显著，２０１５年新汇改之后人民币贬值 也没有带来通货膨胀的上涨，因此通过汇率升值和 贬值来治理通货膨胀的作用不大，政府应当更多的 从国内宏观经济变量人手来稳定国内的物价水平。 ４．我国要将金融改革与实体经济改革有机结 合，完善汇率制度改革进程中的相应配套制度安 排。短期内可以运用需求管理政策加强对于房地 产市场的调控来稳定房价，长期内通过供给侧结构 ［１０】王胜，田涛．人民币汇率对ＣＰＩ传递效应分 析——基于均值与波动溢出层面的视角ｆＪ］．国际金 融研究，２０１５，（４）：８７—９６． ［１１】贝多广，朱晓莉．试析人民币对外贬值和对 内升值并存［Ｊ］．经济研究，２００７，（９）：３２—４８． ［１２】朱孟楠，刘林．短期国际资本流动、｝ｒ－率与 资产价格——基于汇改后数据的实证研究［Ｊ］．财贸 经济，２０１０。（５）：５ １３． （￣）２０１６年１０月２９日中国社会科学院学部委员余永定在深圳北大汇丰商学院发表演讲《当前汇率制度不可持续， 中国不必害怕汇率浮动》时指出当前我国货币管理当局无法解决以下４难：汇率稳定、保住外汇储备、货币政策独立性、 资本项目适度开放。 ８４ ＪＲＩＴＪ