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，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,突变论文,汇率论文,视角论文,抑制论文，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。
我国CPI自2004年伊始逐渐步入上升通道，并在2006年中期出现了加速上扬的态势，尤其是在2007年食品价格大幅上涨，以及2008年雪灾的双重影响带动下，CPI月度同比上涨幅度屡创历史新高。对此，大量的学者(Liang和Qiao，2007；施建淮等，2008；哈继铭，2008)均认为，人民币升值是缓解国内通货膨胀的有效途径，而事实上，自2005年7月汇改以来，人民币汇率已经有了相当的升值幅度。截至2008年底，其累计升值幅度已超过20％，但在同一时期，通货膨胀趋势似乎并没有像预期中那样出现显著下降，反而有愈演愈烈的趋势，且屡屡创出历史新高，其中2007年，我国CPI上涨4.8％，2008上半年，CPI涨幅达7.9％。
这一现实情况与基本经济学理论中“升值抑胀论”和现有大量文献相背离的现象及其原因何在？人民币升值是否真的能够有效抑制通货膨胀以及人民币升值能够在多大程度上缓解国内通货膨胀等问题已成为目前学术界、乃至政策当局高度关注的焦点。探明这些问题，不仅仅可以对“升值抑胀论”这一理论在我国是否成立以重新思索，而且也是对人民币快速升值与通货膨胀持续高涨并存这一现象进行合理解释的基础。
一、文献综述
关于人民币汇率与物价指数之间的关系，国内外学者从汇率传递的视角对此展开了大量的研究，并取得了丰硕的成果。从研究结果来看，不完全汇率传递是一种普遍性的现象(McCarthy，2000；Hahn，2003；Faruqee，2004；Gagnon和Ihrig，2004)，且汇率传递效应呈下降趋势(Devereux和Engle，2001；Fujji，2004；Choudhri和Hakura，2006；Mario Marazzi 和Nathan Sheets，2007；Barhoumi Karim和Jamel Jouini，2008)，但在汇率对物价指数的影响程度的问题上(传递效应大小)仍未能取得较为一致的结论。
Ariel等(2004)对9个本币大幅贬值国家以及Takatoshi等(2005)对东亚国家的研究都表明，无论汇率变动对进口价格有无影响，其对消费价格的影响都很微弱。Ghosh和Rajan(2008)研究韩国和泰国汇率变动对国内物价的影响时，发现泰国的影响效果较大，而韩国的较小。Bouakez和Rebei(2008)基于一般价格均衡模型，以加拿大1973-2006年的季度数据为样本，研究发现加元汇率变动对于进口价格影响较大，但是，由于实施通货膨胀目标的货币政策，汇率变动对通货膨胀的影响较小。Wing和Peter(1984)对美国1971-1984年的数据分析，Hans(1996)对瑞典的研究以及Hyder和Shah(2004)基于巴基斯坦1988-2003年月度数据进行的实证研究都得到了类似的结论。然而，也有部分学者研究发现某些国家和行业的汇率传递效应显著，接近于完全汇率传递。Faruqee(2004)发现18个月之后，汇率变动对欧元区出口价格和进口价格的传递系数分别为0.5和1。Choudhri et al.(2005)发现汇率变动对捷克CPI的传递系数只有0.47，而对斯洛文尼亚CPI的传递系数则接近于1。此外，汇率对国内物价造成明显影响的观点在Clark(1991)对博茨瓦纳的研究中也得到了证实。
相较于国外丰富的研究而言，国内的研究相对甚少。范志勇(2006)基于1994-2005年季度数据的静态回归表明，名义汇率波动对进口价格的影响在向消费者价格传导过程中由于货币冲击而大打折扣，因而对国内价格影响不显著。毕玉江和朱钟棣(2006)采用协整与误差修正模型估计了人民币实际有效汇率变动对国内进口价格和消费者价格以及工业品出厂价格的传递效应，发现汇率变动对我国价格水平的传递存在滞后性。长期看来，进口价格对汇率的弹性为-1.92，CPI对汇率的弹性仅为-0.27。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。
从现有国内外文献研究结果来看，尽管大量实证研究倾向于支持“升值抑胀论”的观点，但与此同时，部分学者对“升值抑胀论”的观点也提出了质疑。吕剑(2007)运用1994-2005年月度数据的回归分析发现消费价格指数、生产价格指数与零售价格指数均有明显的正向汇率弹性，得出人民币升值不仅不能抑制物价上涨，反而推动了物价上涨。类似地，张纯威(2008)和曹伟等(2009)的研究也显示人民币升值不是抑制而是加剧通货膨胀。
此外，尤为重要的是，综观上述文献发现，无论是支持“升值抑胀论”还是不支持“升值抑胀论”的学者似乎均忽视了由于某些经济体制和宏观经济环境的变化，譬如，2005年7月的汇制改革可能会使各主要经济变量数据生成过程，甚至协整方程参数发生结构性突变的情况，而忽略这一点进行研究，显然会导致结论产生偏误。针对这一问题，施建淮(2008)、王晋斌和李南(2009)等，根据2005年7月汇改作为结构突变点将整个样本划分成两个子样本进行研究，但他们却忽略了现实经济对政策的反应往往具有一定的滞后性。根据这些政策的实施直接主观地设定结构突变点而进行样本划分，由此得到的结论难免有失偏颇，往往也难以令人信服。
据此，本文从内生结构突变的视角出发，采用考虑结构突变的LM单位根检验方法。具体而言，本文在对各主要经济变量的数据生成过程进行更为精细的分析基础之上，采用Gregory and Hansen(1996)结构突变协整检验方法，对人民币升值是否能够有效抑制通货膨胀问题进行实证研究。其目的是希望探明人民币汇率变动对以消费者价格指数(CPI)衡量的通货膨胀的传导机制(汇率传递效应)是否存在？汇率传递对国内CPI的影响程度(传递效果)究竟如何？以及通过人民币汇率的大幅升值是否真的能够有效抑制通货膨胀？如果汇率传递对国内CPI的影响显著，确实能够有效抑制通货膨胀，那么防止通货膨胀的货币政策就应该关注汇率变化，通过调整汇率机制的改革，以实现缓解通胀的目的。反之，政府就不应试图通过过多关注汇率调整来达到抑制通胀的目的。
二、汇率传递模型设定和计量方法简介
(一)汇率传递模型设定
Goldberg和Knetter(1997)给出了汇率变动对国内价格传递效应的一般方程：
本文在参照Goldberg和Knetter(1997)一般方程的基础上，沿用Amit Ghosh和Ramkishen S.Rajan(2008)的建模方法，考虑到除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，因而将这些宏观经济变量加入到理论模型中更符合经济现实，从而建立汇率传递计量模型如下：
(二)Gregory-Hansen结构突变协整检验方法简介
与时间序列数据生成过程可能会发生结构突变相同，反映变量之间长期均衡关系的协整可能也会具有结构突变问题。Hansen(1992)开拓性地提出了协整向量的结构突变(突变点未知)检验及其对应的分布函数。但是，由于协整向量的结构突变检验需要随机泛函来表述统计量和推导分布函数，因此，这一领域的进展相对较慢(王少平，2003)。为弥补这一缺陷，Gregory and Hansen(1996)提出了内生结构突变的协整检验。该方法是在Engle & Granger(1987)以残差项为基础的两阶段协整检验方法的基础上，引入了考虑ZA单位根检验方法的原理。其模型有下列形式：
模型一：标准模型
模型四(C/S)：斜率项和截距项都发生突变
三、基于Gregory-Hansen结构突变协整方法的汇率不完全传递效应实证检验
(一)数据来源与说明
本文采用的样本期为2000年1月～2009年8月，共116个样本点。汇率采用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，数据来自国际清算银行。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。货币政策变动以广义货币供应量(
)表示，利率变量用7天同业拆借利率(RATE)作为替代变量，数据均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(GLOBA)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，采用工业增加值作为代理变量，数据来自中经网，2009年的数据根据国家统计局工业增加值增长率计算得到。所有变量取对数，以消除异方差，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成以2000年1月为基期(2000.01=100)的定期比数据，除利率变量以外，①所有变量均经X11季节调整，以消除季节性。
(二)时间序列变量平稳性检验
在做协整之前，为避免产生“伪回归”，我们需要对各时间序列变量做单位根检验。本文首先采用一般文献常用的ADF单位根检验方法对各变量进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
从表1的ADF单位根检验结果得到：除货币供应量变量为I(2)，其余变量均为I(1)。然而，考虑到时间序列变量在经历了汇改等一系列的经济冲击后，可能会发生结构突变情况，为更清晰地检测出时间序列数据生成过程到底是单位根过程，抑或是平稳过程，接下来将采用Lee & Strazicich(2003)的LM检验方法，②从结构突变单位根检验的视角对上述时间序列变量进行更为精细的检验。
通过Gauss 8.0软件程序进行LM检验得到考虑结构突变的单位根检验结果如表2所示。
表2显示：除利率变量显著拒绝原假设外，其余各变量均接受结构突变单位根过程的原假设，这为下文进一步做协整检验奠定了基础。
(三)Gregory-Hansen结构突变协整检验及估计
1.结构突变协整检验。鉴于ADF检验得到广义货币供应量为I(2)，以及考虑结构突变的LM检验显示利率变量为结构突变趋势平稳过程，因此，在接下来的Gregory-Hansen结构突变协整检验中不再纳入货币供应量和利率变量。
通过Gauss8.0软件计算得到结构突变协整检验结果如表3所示。
表3的ADF*统计量为-4.44，在10％显著性水平不显著，但
统计量分别在1％和10％显著性水平上拒绝不存在结构突变协整的原假设，③这意味着在考虑结构突变情况下，消费者价格指数与人民币名义有效汇率及其他主要经济变量之间的长期均衡关系不仅存在，而且其协整方程参数在样本期内发生了显著的结构突变，突变时点约为2006年12月，而并非现有文献主观认为的2005年7月汇改时刻。这意味着现有研究(施建淮，2008；王晋斌和李南，2009)直接根据宏观经济政策(如2005年的汇改)的实施来主观设定结构突变点的方法值得商榷。
导致协整方程参数在2006年12月发生结构突变的原因可能来自以下几个方面。一方面源于2005年7月的汇制改革，人民币对美元名义汇率持续小幅升值，以致引起人民币对英镑、欧元等其他货币的升值，以及居民对人民币升值引起的强烈升值预期相互推动，最终导致人民币名义有效汇率在2006年12月开始发生了迅速升值；另一方面可能源于2006年人民币兑美元汇率的第一次“破八”，以及同年5月国际盛行的“询价机制”(这也是汇制改革的一种形式)被导入，在这些因素的共同作用下，协整方程参数最终在2006年12月发生了显著的结构性改变。
2.结构突变协整方程估计。在上述结构突变协整检验基础上，我们进一步探析结构突变前后汇率对国内物价指数的影响机制是否发生了显著变化，以及影响程度究竟如何？我们根据Gregory-Hansen(1996)结构突变模型(具体结构突变类型见第二部分)进一步估计出协整方程如式(7)(括号内为标准差)。
四、实证结果分析
实证结果的协整方程表明，结构突变前后，人民币名义有效汇率对CPI的传递机制确实存在(系数在统计上显著)。尽管其传递效应相对于施建淮等(2008)得到的明显要小，但与中国人民银行营业管理部课题组(2009)研究结果较为一致，且其影响机制在结构突变前后发生了显著的改变。2006年12月结构突变前，人民币名义有效汇率对物价的传递系数为0.0727，其值上升1％(人民币升值1％)不仅不能带动CPI下降，反而会促使CPI上升。这意味着通过人民币升值来缓解物价上涨。这意味着抑制经济过热的观点在2006年12月结构突变前的样本期内并没有得到实证结果的支持。
然而，在2006年12月协整方程参数发生显著结构突变后，情况却出现了明显的变化。不仅人民币汇率传递系数迅速增至0.1209(绝对值)，而且符号也发生了逆转。此时，人民币名义有效汇率每上升1个百分点(升值1％)能够促使CPI下降0.12个百分点。这表明在结构突变后的样本期内人民币升值在一定程度上有利于紧缩通货膨胀，但其作用效果相对于施建淮等得到的依然显得较微弱。这个结论显示升值对于抑制通货膨胀虽然有利但却并非有效，究其原因，主要是取决于人民币升值“抑胀”与升值预期“促胀”作用效果的相对强弱，其作用机制如图1所示。
图1 人民币升值与通货膨胀作用机制
根据图1的机制自2005年7月人民币汇率制度改革以来，人民币保持持续小幅升值态势，截至2008年底，累计升值幅度已超过20％。与此同时，市场预期人民币还将继续维持升值态势，这一升值预期无疑会促使大量短期资本(投机热钱、国际游资)流入国内，依据Claessens和Naude(1993)提出的统计游资的宽口径方法计算，我国投机性国际资本在结构突变前的2001-2006年分别为98亿元、66亿元、742亿元、784亿元、132亿元和354亿元，而结构突变后的2007年仅上半年就达到了2003亿元，2008年第一季度净流入超过850亿元，并有进一步扩大的趋势。这一点也可以从中国人民银行显示的数据得出，2008年第一季度，外汇各项贷款增加488亿美元，同比增加462亿美元，增加18倍。而4月份的数据更甚，外汇储备余额增长744.78亿美元，其中贸易顺差和单月外商直接投资合计增长只有242.8亿美元，“不可解释性外汇流入”则高达501.98亿美元。到2009年5月更是达到了惊人的数字，单月外汇储备余额增加806.11亿美元，创下单月外汇储备增长的历史新高。这些持续流入的热钱进一步强化了人民币的升值预期，进而对推动国内物价上涨起到了推波助澜的作用。在这一过程中，人民币升值预期对CPI产生的推动作用远远超过了升值所产生的抑胀效果，故而在结构突变后的这一时期内，人民币升值和强烈的升值预期并存，其结果导致CPI下降有限。
此外，持续的弱势美元也成为了推动物价上涨的重要因素之一，这主要表现为美元在国际市场上的持续贬值，美国政府采取过度宽松的货币政策，使得全球流动性过剩，并导致以美元标价的原油、金属、农产品等大众商品价格的持续攀升。这以美元贬值的方式向全球输出通货膨胀，致使世界性的通胀压力不断增大。这一点也得到了实证结果的支持，主要表现为世界主要商品价格指数每上涨1个百分点，将会拉动国内CPI上涨0.091个百分点。
进一步分析发现，消费者价格指数对汇率变动的反应(传导效果)相对于结构突变前有了显著上升(绝对值从0.0727上升到0.1209)，可能的原因是2006年以来，特别是2007年在食品价格大幅上涨以及2008年春季雪灾的双重影响下，CPI同比增速屡屡创新高，导致了汇率传递效应的增大。这也印证了Taylor(2000)提出的高通货膨胀环境将会导致较高的汇率传递效应的理论观点。
五、结论和政策建议及研究的不足
本文从内生结构突变协整方法的汇率传递视角对人民币升值能否有效抑制通货膨胀进行了实证研究，我们发现：
第一，人民币名义有效汇率与以消费者价格指数衡量的通货膨胀之间的长期均衡关系确实存在，但其协整方程参数在样本期内发生了显著的结构突变，突变时点为2006年12月，而并非现有文献主观认为的2005年7月汇改时刻。这意味着既有研究直接根据宏观经济政策(譬如，2005年的汇改)的变化来主观设定结构突变点的方法值得商榷。
第二，人民币汇率传递机制在结构突变前后(2006年12月)发生了显著性变化。结构突变前，人民币升值不仅不能对通货膨胀起到紧缩作用，反而会进一步加剧通货膨胀，这意味着政府当局试图通过加快人民币升值步伐来缓解物价上涨，进而抑制经济过热的观点在2006年12月结构突变前的样本期内并没有得到实证结果的支持。然而，在结构突变后，人民币升值确实在一定程度上有利于抑制通货膨胀，但却作用有限，用其抑制效应较弱。
第三，人民币升值与持续的升值预期相互作用是导致CPI持续高涨的最主要因素，且在结构突变后表现得更为强烈。
第四，人民币名义有效汇率对国内物价指数的传递系数由结构突变前低通货膨胀环境下的0.0727迅速增至结构突变后高通货膨胀环境下的0.1209(绝对值)。这也再次印证了Taylor(2000)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。
根据本文的研究，所反映的政策含义主要表现为：
第一，针对现实中出现的高通胀情况而言，政策制定者并不能过多寄希望于通过人民币加速升值的汇率政策(如2005年7月的汇制改革)来达到抑制通货膨胀的目的，更不应仅盯住汇率政策，而是应该从货币政策视角出发，通过制定独立的货币政策来达到控制我国的通货膨胀可能效果更佳。
第二，实证研究解释了人民币升值与高通货膨胀持续并存的原因主要在于市场上强烈的人民币升值预期引起CPI上涨的效应超过了人民币升值产生的紧缩效应，也即升值对抑制通胀虽有利但作用有限。因此，政策制定者应该加快人民币汇率决定的市场化改革进程，其中，最关键的是稳定人民币汇率的预期，给市场一个相对稳定的汇率信号，从而减少大量短期资本进入中国，最终起到缓解通货膨胀的作用。
注释：
①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。
②该方法考虑了结构突变情况，能够检验出时间序列数据生成过程是结构突变的单位根过程还是结构突变的趋势平稳过程，其原假设为结构突变的单位根过程，备择假设为结构突变的趋势平稳过程，拒绝原假设能够得到确定的结构突变趋势平稳过程，克服了先前Lumsdaine & Papell(1997)提出的LP检验方法的缺陷。为此，本文采用Lee & Strazicich(2003)的方法对时间序列数据进行考虑结构突变的单位根检验。
③Gregory & Hansen(1996)通过蒙特卡洛模拟指出，Phillips统计量的检验势要高于ADF*统计量。因此，我们以Phillips统计量作为判断是否存在结构突变协整的准则。
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