汇率变动、货币政策与通货膨胀，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,货币政策论文,汇率变动论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：1002-4565(2011)05-0003-10
一、引言
汇率传递问题(汇率与物价之间的关系)在国际金融中越来越引起各方的关注，不仅体现一国货币的对外和对内价值，而且对货币政策的实施和汇率制度的选择都有着密切联系。因此，国内外学者自Krugman和Dornbusch(1987)开始，许多学者，诸如Goldfajn和Werlang(2000)、McCarthy(2000)、Devereux和Engle(2001)、Faruqee(2004)、Fujji(2004)、Gagnon和Ihrig(2004)、Frankel等(2005)，Campa和Goldberg(2005)、Choudhri和Hakura(2006)等等，均对此做了大量的研究。
国内方面，卜永祥(2001)利用协整和误差修正模型分析了人民币名义有效汇率对国内物价水平的影响，发现长期影响较为显著而短期动态影响则很微弱。陈六傅和刘厚俊(2007)的研究也表明人民币有效汇率对我国消费者价格指数的传递效应虽然 在统计上显著，但影响程度很低。而杜运苏和赵勇(2008)利用VAR模型研究中国进口价格、生产者价格和消费者价格对人民币有效汇率变动的传递，发现三类价格指数对人民币有效汇率变动的传递效应虽然具有统计显著性，但其传递率非常低，特别是消费者价格指数。类似的研究还有封北麟(2006)、梁红等(2007)、刘亚等(2008)、施建淮等(2008)、倪克勤和曹伟(2009)、王晋斌和李南(2009)等等。他们运用不同的方法对汇率传递问题进行了研究，得到较为一致的观点是汇率传递是不完全的，且与通货膨胀环境相关。
纵观现有这些文献，特别是国内文献，尽管已经对人民币汇率传递问题做出了一定的解释，但还存在着以下不足：
第一，现有文献(刘亚等，2008；杨宇俊等，2009等等)绝大多数是基于Goldberg和Knetter(1997)的基本模型进行研究，却忽视了影响通货膨胀的货币因素(譬如，利率和货币供应量等货币政策变量)。而忽视这些十分重要的可能会影响到通货膨胀的货币因素，不仅会导致实证结果的估计出现偏误，而且还无法给政策当局制定合理的货币政策以及相关的汇率政策提供客观的参考依据。
第二，某些外界经济冲击会导致人民币汇率数据生成过程发生结构突变(项后军和潘锡泉，2010等等)，而现有文献却完全没有考虑这一点，即使有极少数文献，如施建淮等(2008)、倪克勤等(2009)也只是简单地直接根据外界宏观经济政策(如2005年汇率制度改革等)的改变来设定结构突变时点，而没有将结构突变检验内生化，从而无法客观准确地检测出汇率发生结构突变的时点。
第三，在发生结构突变的情况下，数据生成过程(DGP)有可能会由非平稳过程变为平稳过程①，而现有绝大部分文献都是基于同阶单整的协整检验方法对汇率传递问题进行研究，即使有少量学者，譬如刘亚等(2008)、杨宇俊等(2009)采用了Pesaran等(2001)提出的能够针对不同阶时间序列的ARDL边限协整检验方法(Bounds Test)进行研究，但却没有考虑汇率发生结构突变的ARDL情况，更没有估计出考虑结构突变的ARDL-ECM长期协整方程和短期误差修正模型②，因此，这样得到的结果依然难以令人信服。
第四，还有一个值得注意的问题是，自2005年7月21日汇率制度改革以来，伴随着人民币升值的同时，CPI指数却出现了持续升温的现象，特别是2007年以后，其同比上涨幅度屡屡创出历史新高。这与施建淮等(2008)、宋国青(2008)等根据汇率传递研究得出通过加快人民币升值能够有效抑制通货膨胀的观点出现了明显的背离，尽管这一背离现象在很大程度上与汇率传递问题密切相关，但相关的文献却未能给出很好的解释③。
据此，针对上述不足，本文沿袭Amit和Ramkishen(2008)的建模方法，将货币供应量和利率等货币因素纳入Goldberg和Knetter(1997)的模型中重新建立汇率传递理论模型。在此基础上，运用Bai-Perron(1998，2003)内生结构突变检验方法和考虑结构突变的ARDL-ECM模型方法对汇率变动、货币政策与通货膨胀联系起来进行研究，以提高货币政策的有效性，更好地实现货币政策的最终目标——稳定通货膨胀。
与其他相关文献相比，这不仅是对现有文献未能纳入货币政策相关变量以及计量方法上存在局限性的突破④，而且还将结构突变纳入ARDL-ECM模型中，克服刘亚等(2008)、杨宇俊等(2009)目前大多数研究中的不足，为政策当局和研究者提供更为真实、客观的研究结果。
二、模型设定和计量方法介绍
(一)汇率传递理论模型设定
Goldberg和Knetter(1997)给出了研究汇率变动对国内价格传递效应的一般方程：
国内大量的学者，譬如刘亚等(2008)、杨宇俊等(2009)等等，均是直接根据Goldberg和Knetter(1997)的理论模型进行研究，而Amit和Ramkishen(2008)指出，国内控制变量除GDP外，其他宏观经济变量，如：货币供应量和利率等均是CPI的重要影响因素。考虑到目前国内大多数文献没有纳入这些重要的货币影响因素变量。因此，本文将这些宏观经济变量纳入到理论模型中，将会更符合经济现实，也更具有经济理论的支撑，为此重新建立汇率传递理论模型如下：
(二)计量方法简介
1.Bai-Perron内生多重结构突变检验模型设定
Bai-Perron(1998，2003)内生多重结构突变检验方法，克服了以往只能检测1个(Perron，1989；Zivot和Andrews，1992)或2个(Garcia Perron，1996；Lumsdaine和Papell，1997；Lee和Strazicich，2003)结构突变点的局限性，能更有效地检测出数据生成过程是否发生了结构突变以及结构突变发生时点和次数。其主要思路和方法具体如下。
考虑数据生成过程(DGP)如下：
备择假设
：存在l+1个结构突变点。
2.边限检验法(Bounds Test)和ARDL协整检验方法简介
自回归分布滞后方法(ARDL)是由Charemza和Deadman(1992)最早提出，经过Pesaran和Smith(1998)、Pesaran和Shin(1999)、Pesaran等(2001)等人逐步完善和推广。其协整检验的主要思想是由边限检验法(Bounds Test)确定变量之间是否存在长期均衡关系(协整关系)，然后在协整关系存在的前提下估计变量间的相关系数。在考虑滞后效应的模型中具有很好的应用性，而且具有非常好的小样本性质和处理不同阶(变量最高阶数均不超过1)的独特魅力。具体步骤为：①首先对各差分变量进行充分滞后，并利用AIC或SBC准则选择最佳的滞后期；②然后利用边界临界值进行检验(Bounds Test)，判断变量间是否存在长期平稳关系。如果平稳，则将其引入无约束误差修正模型；③再利用AIC或SBC准则并结合其他诊断标准最终确定ARDL模型的形式；④最后估计出变量间的长期协整和短期动态关系。
三、内生多重结构突变检验
(一)数据来源与处理
本文选取2000年1月-2009年8月的月度数据，共116个样本点。汇率指标为人民币名义有效汇率(NEER)，因为名义有效汇率是以贸易份额为权重的加权汇率，较双边汇率更能有效反映出汇率的真实变动对物价的影响。这里采用间接标价法，数值变大表示人民币升值，反之则表示贬值，数据来自于国际货币基金组织国际金融统计在线数据库。选取消费价格指数(CPI)作为国内物价指数的代理变量，数据来自中经网数据库。考虑到刘金全等(2004)、刘霖和靳云汇(2005)、朱慧明和张钰(2005)等在研究货币政策与通货膨胀之间的关系时大量采用货币供应量增长率来反映货币政策，据此，本文遵循这些做法，也以广义货币供应量增长率MG(取对数并差分)来表示货币政策因素，数据来自于中国人民银行网站。以国际货币基金组织提供的世界主要商品价格指数作为国外商品生产成本的代理变量。由于我国没有公开的月度GDP数据，遵从一般文献的做法，本文采用工业增加值作为代理变量，数据来自中经网数据库。利率变量用7天银行同业拆借利率作为替代变量，数据来自中国人民银行网站。所有变量进行取对数，以消除异方差性，人民币名义有效汇率、国内消费价格指数和世界主要商品价格指数均转化为以2000年1月作为基期(2000.01=100)的定期比数据，除利率变量以外⑦，所有变量均经X11季节调整，以消除季节性。
(二)名义有效汇率内生多重结构突变检验
运用Bai-Perron(1998，2003)提出的内生多重结构突变检验方法，通过Gauss 8.0软件程序得到结果如表1。
表1中的序列统计量和LWZ信息准则选择了名义有效汇率存在2个结构突变点，而BIC信息准则却选择了名义有效汇率存在5个结构突变点。根据Perron的建议，当各统计量选择的结构突变点个数不一致时，以序列统计量选择的结构突变个数作为标准。因此，从我们的检验结果来看，名义有效汇率在样本期内确实发生了两次结构突变，突变时点分别为2003年4月和2005年9月，而并非现有文献普遍认为的2005年7月汇率制度改革时刻。这意味着施建淮等(2008)、倪克勤等(2009)根据2005年7月汇率制度改革政策的实施直接主观设定结构突变点划分子样本进行分段研究的方法是值得商榷的。
至此，上述Bai-Perron检验已表明样本期间内名义有效汇率数据生成过程确实发生了两次结构突变，意味着某些经济冲击确实对名义有效汇率数据生成过程产生了实质影响，但这种影响是否会导致数据生成过程发生改变——变为趋势平稳过程，抑或是仍为单位根过程。这是需要进一步加以重新分析的问题(Bai-Perron检验本身并不能判断数据生成过程的变化)。
(三)包含内生多重结构突变的名义有效汇率数据生成过程重新分析
在上述Bai-Perron(1998，2003)内生多重结构突变检验已检测出结构突变时点的基础上，我们进一步应用王少平和李子奈(2003)关于已知结构突变点情况下的数据生成过程分析方法和步骤，对名义有效汇率数据生成过程进行重新分析。
按上述步骤，对名义有效汇率数据生成过程退化趋势得到(括号内为标准差)：
(四)协整检验方法选择
在选择采用何种协整检验方法之前，需要对各时间序列变量(人民币名义有效汇率除外)做单位根检验。本文采用一般文献常用的ADF和PP单位根检验方法对各变量进行平稳性检验，检验结果如表2。
从表2的ADF和PP单位根检验结果得到：货币供应量增长率为I(0)，其余变量均为I(1)。因此，传统的Engel和Granger(1987)、Johansen(1992)协整检验方法失效。为此，本文接下来将采用Pesaran等(2001)提出的对数据同阶单整性没有要求的边限协整检验方法做进一步分析。
四、考虑结构突变的ARDL-ECM模型协整检验和实证估计
(一)考虑结构突变的ARDL-ECM模型设定
考虑到一些经济冲击使名义有效汇率在样本期内发生了两次结构突变，因此，为反映出结构突变后人民币名义有效汇率的作用效果，在2003年4月和2005年9月结构突变处分别引入虚拟变量DT1、DT2。当时间t＜2003年4月时，DT1=0，反之，DT1=1；当时间t＜2005年9月时，DT2=0，反之，DT2=1。并进一步参考王宇雯(2009)等人的做法，将虚拟变量DT1、DT2分别与人民币名义有效汇率的交互形式也作为解释变量引入ARDL-ECM模型中，分别记为：
DUMNEER1=DT1×LNNEER
DUMNEER2=DT2×LNNEER
因此，本文根据计量经济学上的ARDL-ECM模型和汇率传递理论模型，结合本文考虑名义有效汇率发生结构突变这一特征，将本文的ARDL-ECM模型设定为：
(二)ARDL-ECM模型最优滞后阶数选择与Pesaran边限协整检验
AIC、SBC信息准则以及Pesaran边限检验(Bounds Test)为ARDL-ECM模型滞后阶数的确定提供了有效的方法。通过Mirofit 4.1软件计算得到检验结果如表3。
从表3可知，无论是包含趋势项还是不含趋势项，AIC信息准则均选择了滞后8阶，SBC信息准则选择了滞后9阶。当AIC信息准则和SBC信息准则选择不一致时，观察滞后1阶和滞后4阶的LM序列相关统计量，发现不论是含趋势项，还是不含趋势项，其滞后1阶和4阶序列相关统计量均存在一定的自相关性。为避免判断滞后阶数过于主观性，本文选择多个可能的滞后阶数进行下一步筛选。因此，对在不含趋势项的情况下，选择滞后7、8、9分别进行检验，以确定最优滞后期；对于包含趋势项的情况，同样选择滞后7、8、9进行检验，来确定最优滞后期。
从表4可知，滞后7阶时，F统计量值落入上下临界值之间，无法判断是否存在协整，而滞后8阶和9阶均拒绝不存在协整的原假设，但结合表3，当滞后8阶和9阶时，存在自相关，且Microfit 4.1软件运行时指出存在多重共线性，经研究各变量之间的相关系数矩阵，发现利率变量和货币供应量增长率之间相关系数极高，为避免多重共线性，同时根据陈晓莉(2008)研究发现中国自1996年以来中央银行通过对货币供应量的控制相比于利率调整更容易实现货币政策目标⑨，因此本文将利率变量剔除⑩，重新进行ARDL-ECM检验，得到ARDL-ECM模型不同滞后阶数AIC、SBC信息准则与序列相关LM统计量如表5。
从表5可知，剔除利率变量后，尽管无论是包含趋势项还是不含趋势项，AIC准则和SBC准则选择的滞后阶数不一致，但滞后1阶和滞后4阶相关性已经消失，模型明显得到改善。同样，为避免判断滞后阶数过于武断，分别对可能的滞后8阶和9阶分别进行Pesaran边限检验(Bounds Test)，此时自变量个数k=6，检验结果如表6。
表6显示在5%显著性水平下，均拒绝不存在协整的原假设，结合表5，最后可选择滞后8阶和9阶分别进行ARDL模型估计。限于篇幅的原因，本文仅对根据AIC值选择的最大滞后期为8进行估计，结果显示，包含趋势项时依据AIC估计的ARDL模型形式为ARDL(2，0，3，0，0，0，0)，不包含趋势项时依据AIC估计的ARDL模型形式为ARDL(2，0，1，0，0，0，0)。其相应的估计系数如表7。
从表7的ARDL模型估计来看，无论是包含趋势项，还是不包含趋势项，人民币名义有效汇率第一次发生结构突变后的交叉项变量均不显著，而2005年9月发生结构突变后的交叉项变量显著，且在包含趋势项时，ARDL(2，0，3，0，0，0，0)模型中截距项和趋势项均不显著。而不包含趋势项时模型估计的结果更为理想，且截距项显著。因此，接下来将以不包含趋势项的ARDL(2，0，1，0，0，0，0)模型为基础，建立长期协整关系和ARDL-ECM模型。
(三)ARDL-ECM协整方程与向量误差修正模型估计
根据上述ARDL模型的最优滞后阶数估计长期协整关系和短期误差修正模型。通过Microfit 4.1软件，计算得到ARDL模型长期协整关系估计结果如表8。
在长期协整关系估计的基础上，根据Granger表示定理，一定存在由短期波动向长期均衡调整的误差修正模型，得到相应的ARDL-ECM向量误差修正模型估计结果如表9。
(四)实证结果分析
由表8的长期协整方程可知，人民币名义有效汇率尽管在2003年4月发生了结构突变，但并没有改变原来的传递效应(反映2003年4月结构突变处的虚拟变量与汇率交叉项系数统计量不显著)，而2005年7月汇制改革导致同年9月人民币名义有效汇率发生结构突变使得汇率传递效应发生了显著改变。2005年9月结构突变前，人民币汇率传递弹性为-0.065，意味着人民币名义有效汇率上升(人民币升值)1个百分点将会使得物价指数下降0.065个百分点，但在2005年9月发生结构突变之后，其传递系数迅速增大(绝对值由0.065增大至0.118)，而在此期间，据统计数据显示，我国CPI自2006年开始出现了加速上扬的态势，譬如，2007年，我国CPI上涨4.8%，2008上半年，CPI涨幅达7.9%。这些数据表明通货膨胀水平相比于汇率结构突变前(2005年9月)有了相当幅度的提高，这也是导致汇率传递效应有所增大的重要原因。这一点支持了Taylor(2000)所提出的高通货膨胀环境将会导致较高的汇率传递效应这一理论观点。这也表明汇制改革所引起的人民币名义有效汇率在2005年9月发生结构突变后的迅速升值相比于汇率制度改革前能更有效缓解通货膨胀水平，但传递效应依然较小(仅为0.12)，而相比于Michele等(2007)，刘亚等(2008)，等等，得到的汇率传递效应则明显要大(11)。可能的原因除了所采用的样本期不一致外，更深层次的原因可能是本文考虑到了汇率发生结构突变以及结构突变前后通货膨胀环境不同引起汇率传递效应变化的情况。
值得注意的是，实证结果所体现出来的2005年7月汇制改革后人民币迅速升值会对通货膨胀水平起到一定的紧缩作用与现实中，特别是2006年开始的人民币升值与CPI持续高企的现象相背离。这可能的原因是自2005年7月人民币汇率制度改革以来，人民币对美元名义汇率持续升值促使人民币名义有效汇率的迅速升值所产生紧缩效应的同时，市场预期人民币还将持续维持升值趋势，这一升值预期使得大量短期资本(投机热钱)流入国内、进而对国内物价上涨起到推波助澜的作用。在人民币升值和持续的升值预期并存过程中，人民币升值预期对国内物价产生的上升效应远大于理论上人民币升值可能产生的紧缩效应，其结果是导致2006年以来人民币升值的同时，CPI却出现持续升温的现象。这一点也可以从实证中得到印证，表5的自回归分布滞后方程中货币供应量增长率弹性为0.103，远大于汇率传递弹性，表8的长期协整方程中货币供应量增长率的传递弹性为2.254，也远远高于汇率传递弹性。这表明作为货币政策中介目标的货币供应量对物价指数的作用机制显著高于人民币汇率升值所产生的紧缩效应。这也与现实中自2005年7月汇制改革，特别是人民币汇率在2005年9月发生结构突变之后，人民币升值幅度加快，使得大量投机热钱流入，引起央行对基础货币的被动投放，引起货币供应量的急剧增加(12)，最终导致CPI大幅度上涨的力度远远超过了人民币升值所带来的紧缩效应，这一点也很好地解释了为什么2006年以来人民币升值的同时，CPI却持续升温的矛盾现象。
表7还表明，影响消费价格指数最主要的因素还是其自身惯性，且具有一定的滞后性，滞后一个月对CPI的影响最大，且为正向影响，其弹性为1.1522，滞后第二个月开始出现反向影响，弹性系数为-0.198。而国外生产成本对CPI当期就具有正向作用，其弹性系数为0.0061，而长期弹性系数为0.1329，意味着国内消费价格指数能够对国外石油价格上涨等因素的冲击产生迅速反应。国内需求却具有一定的滞后效应，当期国内需求对CPI具有负向作用，但从表8的长期均衡关系来看，国内需求对CPI具有正向的促进作用，长期传递弹性为0.123，意味着国内生产总值的迅速增长，扩大了总需求，从而加剧了国内通货膨胀促进了CPI的快速上涨，这一点与现实也极为吻合。
进一步分析表9的短期动态误差修正模型可以发现，国内消费价格指数自身修正机制存在，短期内其自身滞后惯性和货币供应量增长率是影响通货膨胀的两个最主要因素，这一点与自回归分布滞后方程和长期均衡方程得到的结论一致，也与中国人民银行把货币供应量作为最主要的货币政策中介目标较为吻合。这一实证结果表明，中央银行以保持低通货膨胀水平维持公众对物价稳定的信心，以及调控货币供应量作为中介目标的货币政策所产生的效果远远大于通过汇制改革等汇率政策的实施来达到稳定通货膨胀的目标更有效。
五、结论和政策建议
本文运用Bai-Perron(1998，2003)内生结构突变检验方法和考虑结构突变的ARDL-ECM模型方法，同时加入了货币政策变量等因素，把汇率变动、货币政策与通货膨胀联系起来重新研究汇率传递问题发现：
第一，影响国内物价指数最主要的因素是其自身惯性和货币供应量，且货币供应量对CPI的影响弹性较大，这意味着在研究汇率对通货膨胀的影响效应时尤其不能忽略如此重要的货币因素(货币供给增长率)，表明刘亚等(2008)、杨宇俊等(2009)忽视货币因素进行研究得到的结论显然有失偏颇。此外，这一实证结果与现实中中央银行以货币供应量作为盯住变量，通过控制信贷投放来实现物价水平和经济增长的目标极为吻合，也与国内许多学者(如苏亮瑜，2008等等)所建议的中央银行不应该放弃盯住货币供应量的操作目标，要继续完善以数量机制为主导的调控体系相当类似。
第二，人民币名义有效汇率在2003年4月和2005年9月发生了两次结构突变，2003年4月的结构突变并不显著，但Bai-Perron检验还是将其检测了出来；而2005年7月汇制改革导致汇率数据生成过程在2005年9月发生了显著性结构突变(13)，且统计上高度显著，意味着汇制改革这一政策的实施对汇率数据生成过程迅速产生了实质性的影响。这也表明施建淮等(2008)、倪克勤等(2009)根据宏观经济政策的实施，譬如，2005年7月的汇率制度改革，直接主观设定结构突变点进行研究的方法是值得商榷的。
第三，汇率在2005年9月发生结构突变后，其传递效应也发生了显著性改变。从短期看，人民币汇率变动对CPI的传递系数由0.0030增大到0.0054；长期来看，其弹性系数由0.065迅速增大到0.118，且在统计上显著。引致这一弹性系数增大的原因可能在于通货膨胀环境相对于2005年9月结构突变前有了相当幅度的变化。这也支持了Taylor(2000)指出高通货膨胀环境导致较高的汇率传递效应这一理论观点。值得注意的是，本文得到汇率传递弹性在2005年9月结构突变前与刘亚等(2008)得到的传递系数为0.027相近，而结构突变后相比于刘亚等(2008)得到的明显要大，可能的原因是刘亚等没有将货币供应量等其他影响CPI的重要货币因素纳入汇率传递理论模型中，更深层次的原因可能是没有考虑人民币汇率发生结构突变以及结构突变前后通货膨胀环境不同引起了汇率传递系数的变化。
第四，尽管人民币汇率变动对以国内物价指数衡量的通货膨胀水平的长期协整关系依然成立，但发现无论是结构突变前还是结构突变后，汇率传递效应仍然是不完全的，且传递效应相对较弱，意味着人民币汇率升值对国内通货膨胀水平的抑制作用依然有限，试图通过加快人民币升值步伐来缓解物价上涨，进而抑制通货膨胀的效果并不显著。这一点与陈六傅和刘厚俊(2007)、杜运苏和赵勇(2008)等得到的结论较为一致，但与Liang和Qiao(2007)、施建淮等(2008)所指出可以通过人民币升值有效抑制通货膨胀的观点并不一致。与此相关的是，人民币的快速升值与持续的升值预期，使得大量短期资本(投机热钱)流入国内、进而对国内物价上涨的持续推动效应远大于人民币升值对国内物价的紧缩效应。此外，货币供应量增长率对国内物价的正向影响弹性远高于人民币升值所带来的抑制效应，从而与施建淮等(2008)研究得到的结论出现了明显的背离，也就出现了人民币升值的同时，CPI指数却出现持续升温的现象。
本文的研究结论对于我国的汇率制度改革和货币政策的实施等具有重要的启示，主要体现为：
1.尽管人民币升值在一定程度上能够起到紧缩作用，但是其效果微弱。因此，政策制定者并不能寄希望于汇率制度的改革(譬如，2005年7月人民币升值的汇制改革)来缓解通货膨胀压力，也不必考虑Calvo和Reinhart(2002)所说的“浮动恐慌”，更不应该仅盯住汇率政策，而是应该从货币政策视角出发，可以通过制定独立的货币政策，比如控制货币供应量的增速、减少过剩的流动性等，来消除我国的通货膨胀可能效果更佳。
2.如此微弱的汇率传递效应为我国实施更富弹性的汇率制度提供了支持。在汇率传递较低的情况下，中央银行可以将货币政策的重心集中于稳定国内物价，也不必担心汇率变动对国内通货膨胀水平的影响，从而为实现更富弹性的汇率制度创造条件。
3.在我国货币政策的政策工具选择和实际操作过程中，中央银行应该继续致力于以货币供应量作为主要中介目标和调控体系，控制国外热钱的大量流入以抑制对货币供应量的需求，从而抑制通货膨胀。正如最近研究(袁钢明，2010)所指出，为抑制物价上涨的压力，政府适当收缩货币供应量在所难免，这也与最近央行上调存款准备金率抑制货币供应量的政策相当的一致(14)。
注释：
①滕建州(2006)、梁琪和滕建州(2006)等研究发现很多宏观经济变量，尤其是考虑结构突变之后，很多都是分段趋势平稳的。
②事实上，刘亚等(2008)、杨宇俊等(2009)甚至在不考虑结构突变的情况下，也未能给出ARDL-ECM短期误差修正模型，这显然是有局限性的。
③其实，依靠人民币升值来抑制通货膨胀的思路早已有之，且近年来尤为引人注目(Liang和Qiao，2007；施建淮等，2008；哈继铭，2008；张葆君和胡宗义，2008等等)，甚至有学者认为人民币快速升值是解决中国通货膨胀的“唯一”出路(Liang和Qiao，2007)，包括最近重新又开始逼迫人民币升值的各国政府(美国政府等)也是极力鼓吹人民币升值能够有效抑制通货膨胀的观点。因此在这样的形势下，探明这些问题显得尤为重要和迫切，这不仅是对现有大量学者以及各国政要普遍认同的“升值抑胀论”观点给予客观回应的前提，而且对于2006年以来的人民币升值与高通货膨胀持续并存现象重新加以思考且给予客观合理的解释具有十分重要的理论与现实价值。
④其实也是对作者发表于《国际金融研究》(2010年第12期)《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》一文中存在的不足做进一步深入的研究。
⑤Bai和Perron(2003)通过蒙特卡洛模拟发现SupF(l+1|l)序列统计量检验势最高。
⑥具体统计量参见Bai-Perron(1998)原文或向作者索要。
⑦由于利率变量在取对数以后样本点出现0，无法用X11进行季节调整。
⑧对应于自变量的不同个数和不同的显著性水平，Pesaran等(2001)模拟得到的临界值表包括两组，一组值假设所有的变量是I(1)，对应上临界值；另一组假设所有变量为I(0)，对应下临界值。如果ARDL-ECM模型的联合显著性检验的F统计量大于上临界值，则可以拒绝不存在协整的原假设；如果小于下临界值，则不能拒绝不存在协整的原假设；如果F统计量的值落入上下临界值之间，则不能直接判断，需要对每一个变量的数据类型进行分析。
⑨陈晓莉(2008)指出中央银行通过对货币供应量的控制相比于利率调整更容易实现货币政策目标的原因在于我国利率一直没有实现市场化所致。
⑩通胀目标制的政策效应主要是通过利率和货币供应量渠道进行传导，但利率渠道的市场传导在我国并不通畅，主要在于我国利率还远未实现市场化，利率既不反映资金需求，也不能有效地传导货币政策效应。
(11)Michele等(2007)利用不同方法估计包括中国在内的新兴市场国家的汇率传递效应发现，人民币名义有效汇率升值1%，4个季度内中国的CPI累计下降0.07-0.08个百分点。刘亚等(2008)采用ARDL模型对1995年1月到2007年9月的样本数据估计得到汇率长期传递效应为0.027，短期传递效应为0.023。
(12)据中国人民银行数据显示，广义货币供应量M2在2007年一直维持高速增长，除1月份增速为15.9%外，其余月份的增速均超出当年16%左右的调控目标，7月份增幅达到18.48%。
(13)本文得到的结构突变点位置与工作论文(2009)中得到的结构突变点位置(2006年12月)存在一定的差异。原因可能是由于本文运用多重结构突变检测方法(Bai-Perron方法)，相比于工作论文中仅能检测一次结构突变方法(Gregory-Hansen方法)的差异所致，更可能的原因是本文根据名义有效汇率进行结构突变检验，而工作论文是根据包括汇率在内的全部变量的协整方程进行结构突变检验。此外，本文运用既考虑结构突变又对同阶单整性没有要求的Pesaran边限检验方法，突破了工作论文(2009)中未能纳入货币政策变量的局限性，可能也会对突变时点产生一定的影响。
(14)2010年1月12日晚间，央行宣布，自1月18日起，提高上调存款准备金率。据分析师预计，此次上调存款准备金率将能回收2500亿元基础货币。而且，由于央行上调时点早于预期，预计将对市场产生强烈紧缩预期，起到抑制通货膨胀的目的。
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