人民币汇率对中国CPI指数影响的实证分析

《中国物价》2009．06

2005年7月人民币汇率改革以来，我国经济生活中给人印象最为深刻的就是人民币的加速升值和自07年开始的以CPI、PPI作为指针的通货膨胀率的一路走高，人民币对外升值对应着对内贬值，这种现象引起了学术界的重视。通常来说，货币通常是在通货紧缩的时期发生升值，然而近年来在中国却恰恰相反，本文就针对这一现象探讨人民币汇率与国内通货膨胀之间的关系。

一、人民币升值对国内物价的影响机制

人民币升值是指是指对外汇率升高，即每单位的人民币可以换取更多的其他国家的货币，我们所指的人民币汇率主要指的是人民币与最主要的世界货币美元之间的比价。而通货膨胀简单说来，就是发行的人民币数量高于社会产品总产值，使物价上涨，货币购买力下降。从理论上说，人民币升值会抑制国内通货膨胀。首先，人民币升值将使得进口原料、半成品的价格下降，再通过产业链传递，有利于产品和服务价格的下降。其次，汇率变动影响净出口，进而影响总需求，形成价格变动的压力。人民币升值使国内产品价格相对国外同类产品价格提高，结果导致出口下降，总需求低于潜在产出水平，国内物价水平会下降。由于短期内名义工资不易变动，因此实际工资提高，产出水平下降，当实际工资经过调整后回到初始水平时，生产成本降低，整体价格水平下降，产出水平提高，这样汇率升值最终导致价格水平的持久性下降和产出水平的短暂性降低。但另一方面，人民币升值也有可能使得国内价格水平上升。汇率变动会影响资本项目顺差，改变货币供给，对通货膨胀产生上升或下降压力。如果汇率升值的预期得到强化，那么在资本项目开放的情况下，国外资金流入增加，国际收支顺差不一定因贸易顺差的减少而降低，相反可能因资本项目顺差的增加而扩大，我国实行结汇制，若外汇占款增多，基础货币投放会相应增加，即产生通货膨胀的压力。按照购买力平价理论的一般原理，人民币的购买力正在日益增强，具备了升值的价值基础。我国在经济全球化的过程中以低成本的制造业优形成出口导向为主的经济增长模式，每年都有巨额贸易顺差，外汇储备以惊人速度增长，加之我国货币当局实行的吸引外资政策，使得我国的经常项目和资本项目长期处于双顺差的状态，具备了人民币升值的基础。2005年7月21日人民币汇率形成机制改革启动，外汇市场形成的对人民币升值的强烈预期，使得大量国际热钱不断涌入中国的资本市场，不断推高人民币汇率，同时也成为我国货币市场上过剩的流动性。

人民币汇率对中国CPI指数

影响的实证分析

季健军

摘要：人民币的显著升值和中国国内CPI指数剧烈波动成为经济生活中并存的两大现象。货币汇率的变动对一国物价的影响是不明确的，对这两者之间关系的理论和实证研究将有利于我们在人民币升值期间更准确的把握国内物价的走向和趋势，并为相关政策的研究提供有益的借鉴。

关键词：人民币汇率CPI指数影响机制

宏观经济与物价调控

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《中国物价》2009．06

Null Hypothesis:

Obs F-Statistic Probability Y does not Granger Cause X 38

1.017200.39837X does not Granger Cause Y

6.36834

0.00172

从理论上来说，两者明显存在长期的均衡关系，自05年7月实施汇改以来，随着人人民币升值，CPI 指数也显现出明显的上升趋势。人民币汇率的波动会对国内物价产生明显的影响。下面我们将运用动态经济计量学中的协整和Granger 因果检验等分析工具，研究人民币汇率与CPI 指数的关系特征。

二、人民币升值对CPI 影响的实证分析

由于美元仍是主要的国际货币，而我国进出口贸易大部分以美元计价，由于汇改之前人民币长期以来实行盯住美元的有管理的浮动汇率制，汇改之后，人民币对美元的汇价仍是反映人民币购买力水平的重要指标，所以人民币汇率指标以

100美元兑换的人民币数量为准，选用月度数据，

即用日数据加总后除以当月交易日天数。通货膨胀在我国又极大地表现为CPI 指数随着通胀率的波动，所以用CPI 作为衡量通货膨胀的变量。所有数据来自《中国统计年鉴》和中国经济信息网，样本的时期跨度为2005年7月至2009年2月，均选用月度数据。

1.居民消费指数与人民币汇率的协整分析

模型所使用的数据均来自国家统计局网站，经整理而得。在进行协整分析之前，必须检验

CPI 指数和人民币汇率两个时间序列的平稳性，

因为两序列单整阶数相同是进行分析的前提，而平稳序列是不多见的，大部分时间序列是非平稳的，检验时间序列平稳性的方法主要有ADF 单位根检验与PP 检验法，PP 检验类似于ADF 检验法，不过PP 检验对残差的异方差性和自相关性不敏感，所以本文采用ADF 单位根检验法，得到两个时间序列的单整阶数。Y 表示CPI 指数，X 表示人民币汇率，为采用直接标价法，即数字越大表明人民币购买力越高。考虑到对数化后易得到平稳序列，而且又不改变序列特征，经济意义明确，故对变量进行对数化，分别记为lx 和ly 。

本文运用的计量经济学软件为EVIEWS5.1，先运用ADF 单位根检验法分别对各变量做单位根检验，设定单位根检验的基本类型为(c,t,q)，c 表示常数项，

t 表示趋势项，q 表示滞后阶数。结果如下表：

对序列lx 的ADF 检验结果如下：

结果显示，原序列为非平稳序列，对其进行一阶差分后平稳，ADF 检验结果如下，

对序列ly 进行ADF 检验，检验结果如下：

结果表明对ly 进行一阶差分后，在5%的显著性水平下，可以通过ADF 单位根检验，即ly 也是一阶单整的。lx 与ly 均为一阶单整的。所以，变量

lx 和ly 均为非平稳序列，不适用经典回归方法，

另一方面，两者存在显著的协整关系，都是一阶单整的，或许存在长期的动态均衡关系，接下来就对lx 与ly 之间的格兰杰因果关系(Granger)进行检验。Granger 检验要求被检验序列必须是平稳的，所以对D (lx,1)和D (ly,1)之间的格兰杰因果关系进行检验，检验结果如下：

可见，对于Y 不是X 的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.40，表明Y 不是X 的格兰杰成因的概率较大，不能拒绝原假设。第二个相伴概率只有0.002，可以认为X 是Y 的格兰杰成因。

接下来用EG 两步法检验变量之间的协整关系。其具体思路是，首先用OLS 对协整方程lnx=

α0+α1lny 进行估计。然后检验残差序列是否平稳，

记残差序列为e ，结果如下表所示，在1%水平下

t-statistic

Prob*Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.1013510.9162

Test critical values

1%level -4.2050045%level -3.52660910%level

-3.194611

t-statistic

Prob*Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.6476600.0032

Test critical values

1%level -4.2118685%level -3.52975810%level

-3.194611

t-statistic

Prob*Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.1537030.0116

Test critical values

1%level -4.2118685%level -3.52975810%level

-3.194611

宏观经济与物价调控

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