人民币升值的反向传导效应：基于供给冲击和需求冲击的分析_人民币升值论文

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      自2005年7月人民币汇率形成机制改革以来，人民币对美元的汇率在大多数时间内呈现出单边升值的态势，但国内物价并没有呈现出通货紧缩之态势，而是呈现出通货膨胀之压力。由此引发国内学者对人民币升值是否具有通货紧缩效应即抑制通胀效应问题的高度关注与深度研究。国内大多数研究主要沿袭汇率传递效应研究思路，由此得出人民币升值具有抑制通胀效应，但是研究结论并不能解释“人民币外升内贬”之现实。本文基于供给冲击与需求冲击的研究视角，阐述人民币升值的逆传递效应形成机制，对“人民币外升内贬”的现象给予了较好的理论解释。

      一、文献综述

      汇率传递效应（Effect of Exchange Rate Passthrough）一直是国际经济学领域研究的热点问题之一，现已被广泛证实了汇率传递存在不完全性，即汇率波动对国内物价影响程度小于汇率自身波动幅度，国内外学者分别从形成机制与实证检验两方面对汇率传递的不完全性问题进行了较为广泛的研究。

      克鲁格曼（Krugman）、多恩布什（Dornbusch）、弗鲁特和克伦佩雷尔（Froot and Klemperer）以及克内雷特（Knetter）等认为，由于菜单成本的存在和为维持其产品的竞争力和市场份额的需要，厂商采取了市场定价（Pricing to Market，PTM）策略应对汇率波动，即厂商通过调整其成本加成比重，维持其产品在目的地市场的价格稳定，以稳定其市场份额，由此导致了汇率传递的不完全性。[1][2][3][4]后来的研究者如贝茨和德威瑞克斯（Betts and Devereux）、德威瑞克斯等人（Devereux et al.）从进口商本币定价（Local Currency Pricing，LCP）与生产者货币定价（Producer Currency Pricing，PCP），[5][6]阿克索伊和利安托（Aksoy and Riyanto）、内曼（Neiman）从垂直市场结构与跨国公司的内部贸易，[7][8]布思泰恩等人（Burstein et al.）、坎帕和高德博格（Campa and Goldberg）从进口产品分销部门的分销成本承担（Distribution Costs to Bear），[9][10]巴切塔和温库帕（Bacchetta and Wincoop）、赫勒斯坦（Hellerstein）、坎帕和高德博格（Campa and Goldberg）、德威瑞克斯和耶特曼（Devereux and Yetman）从分销定价等多个研究角度拓展了PTM理论，对汇率传递不完全性的微观机制予以了理论探析和实证研究。[11][12][13][14]

      关于人民币汇率传递不完全性问题的研究，主要集中于实证检验，其差异主要如下：

      （1）在计量检验方法选择方面，主要以向量自回归（VAR）模型和自回归分布滞后（ARDL）模型及误差修正模型（ECM）为主，如施建淮等人选择了VAR模型、倪克勤等选择了ARDL模型、吕剑选择了协整与误差修正模型。[15][16][17]但是由于VAR模型的检验结果严格依赖于变量的排列次序，并且难以给出物价与汇率之间长期协整关系，而ARDL、误差修正模型难以刻画内生变量变动对其自身及其他变量影响的动态轨迹，也不能给出汇率冲击对物价变动的贡献率，因此，有的学者选择了其他计量模型；陈浪南等人选择了向量误差修正模型（VECM），白钦先等人选择了两阶段最小二乘法（TSLS）。[18][19]

      （2）在人民币对国内物价的汇率传递的理论模型设定方面，首先外部冲击代理变量的设定，多数学者选择两变量即人民币名义有效汇率和世界物价（或为国际原油价格、世界粮食价格等）作为外部冲击的代理变量，有的则选择NEER、进口价格和生产者价格，[15]有的则选择NEER；[16]其次是内部冲击代理变量的设定，多数以实际国内生产总值作为代理变量，有的增加了货币供给量和国内利率水平等代理变量。[15][18]目前国内外的实证检验较少考虑汇率变动通过实际出口量、国际资本净流入额等传导渠道而对国内物价产生的影响，本文拟在这方面予以尝试。

      （3）关于国内物价对人民币汇率波动的反应弹性即人民币汇率对物价影响的传递系数，实证检验结果尚存在较大的差异。如白钦先等人采用基于1994年第1季度至2011年第1季度统计数据的实证研究表明，人民币名义有效汇率升值10%，CPI将下降0.597%。[19]施建淮等人基于1994年第1季度至2007年第2季度统计数据的实证研究表明，人民币升值1%，6个季度后的CPI则下降0.2个百分点。[15]陈浪南等人基于1994年第1季度到2006年第2季度数据的实证检验表明，从长期来看，人民币升值1%，CPI将下降0.48%。[18]吕剑基于1994—2005年月度统计数据的实证检验结果表明，人民币名义有效汇率变动1个百分点，导致消费物价指数变动0.4891个百分点。[17]之所以产生如此差异，主要源于所采用样本统计数据、所构建的经济数理模型和所采用计量检验方法。

      综上所述，关于人民币汇率传递效应，研究者更多的是以名义有效汇率（NEER）作为人民币汇率的代理变量，而较少选择人民币与美元的双边名义汇率（BNER）。但是我国货币当局扩大人民币汇率浮动区间则是以银行间人民币与美元的双边名义汇率为调节对象；同时我国国际贸易中的计价货币和结算货币更多为美元。由此可见，首先，金融理论界与实际部门对人民币的NEER和BNER的关注存在较大的差异，而目前尚无文献对人民币的NEER和BNER两者的汇率传递效应差异进行实证研究；其次，更多国内外文献通过引入大宗商品价格、石油价格或世界粮食水平等价格变量作为外部冲击变量；其三，目前关于人民币汇率传递效应的实证检验，较少考虑汇率波动的国内产品出口传导途径以及国际资本流动的货币传导途径，而进口传导途径的实证研究仅仅考虑汇率波动的价格传导，而未考虑进口商品数量变动对国内物价的影响。本文主要理论贡献是基于物价波动的供给冲击与需求冲击的分析视角，构建了一个包含出口途径、进口途径、国际资本流动途径的汇率传递效应计量模型，较为全面地估计人民币汇率波动对国内物价影响。本文第二部分为理论分析，基于供给冲击与需求冲击的人民币升值逆传递效应形成机理的理论分析；第三部分是基于2000年1月至2014年6月期间月度统计数据，运用协整与向量误差修正模型，对人民币名义有效汇率与人民币对美元的双边名义汇率的逆传递效应的实证检验；第四部分是主要研究结论及其政策建议。

      二、汇率波动对物价的影响：基于供给冲击与需求冲击的分析

      （一）物价水平的决定：基于实际供给冲击与名义需求冲击

      在开放经济下，一国的实际供给总量是由国内实际产出量、实际进口量和实际出口量三者共同决定，可以表示为：

      AS=RY-EXP+IMP （1）

      AS：一国实际总供给；RY：国内实际产量；EXP：国内实际出口量；IMP：国内实际进口量。在开放经济下，一国的货币供给量（记作MS）可以分解为满足国内需求的货币供给量（记作

）和满足国外需求的货币供给量（记作

）两部分。当货币市场均衡时候，货币供给等于货币需求（记作MD），其表达如式（2）所示：

      

      由货币数量理论可知，在开放经济下，一国物价水平（CPI）取决于该国的实际供给总量和名义需求量，为其实际供给总量的反函数，为其名义需求量的增函数。在货币市场均衡条件下，名义需求量等于货币供给量，即可用货币供给量表示其名义需求量。因此，开放经济下一国物价水平的决定的表达式可以如式（3）所示：

      

      传统的货币数量理论认为，系数k是由独立于货币需求之外的支付制度和习惯决定的，具有较强的稳定性。因此，由式（3）可知，凡是能够影响名义需求或是实际供给总量的，均可对国内物价产生影响。人民币汇率波动将会通过需求冲击（即货币数量波动冲击）和供给冲击（实际产品供给量波动冲击）对国内物价产生影响。如果人民币升值能够抑制国内通货膨胀，本文称之为人民币汇率对物价影响的正传递效应；反之，如果人民币升值加剧国内通胀压力，则称之为逆传递效应。人民币升值对国内物价影响的需求冲击和供给冲击的作用机理如下：

      人民币升值对国内物价影响的需求冲击主要是通过货币传导渠道而得以实现，即人民币升值→国际资本流人→外汇储备与货币供给增加（即MSF增加）→物价上涨。

      人民币升值对国内物价影响的供给冲击主要是通过对实际进口量和实际出口量而产生的，即人民币升值→引致进出口数量（即EXP和IMP波动）及其价格波动→国内物价波动。

      （二）人民币升值对国内物价的影响：基于实际供给冲击的分析

      通常认为，本币升值具有紧缩效应，本币贬值具有通胀效应。该结论成立必须满足如此假定：进出口需求具有价格弹性；且本币汇率变动时，假定本国出口产品的本币价格不变而本国进口产品的外币价格不变。在此假定下可得，本币升值出口减少而进口增加，本币升值具有紧缩效应。

      但是上述结论并不能解释“人民币外升内贬”之现实。由此说明，上述推论存在一定的局限性。究其原因，上述推论并没有考虑到人民币升值可能引致以下两种情况产生：

      （1）在出口需求具有弹性情况下，人民币升值时，出口商可以通过降低出口产品成本或是主动减少利润承担汇率变动风险以保持其市场份额不变。如果出口产品的成本或利润的下降幅度超过本币的升值幅度，出口产品的外币价格将会下降，实际出口量将会因此而增加。在2008年美国金融危机爆发后，我国很多企业被贴上“国家级或地方级高新技术产业”标签，由此降低了出口企业的税收成本，为我国外向型出口企业的出口产品提供了一定的降价空间，因此美国金融危机之后我国进出口贸易依旧能够保持顺差。

      （2）在我国进口商品供给缺乏弹性而进口需求具有弹性情况下，人民币升值时，国外出口商可能会提高对我国出口商品的价格。若进口商品外币价格提高幅度大于人民币升值幅度，那么，进口产品的本币价格将上涨，实际进口量将会减少。在国际市场，我国需求的大宗商品价格这种表现最为显著，凡是中国需要的，其国际价格就会上涨，由此冲销了人民币升值的进口效应。

      综上所述，在上述两种情形下，人民币升值将会导致实际出口量增加和实际进口量下降，由此使得我国实际供给总量减少。由式（3）可知，即使在货币总量不变的情况下，由于实际供给总量的减少，人民币升值不仅不具有紧缩效应，反而呈现出通胀效应，即人民币升值的逆传递效应。

      由于汇率波动将同时引致进出口价格波动，而目前文献多数以大宗商品价格作为代理变量考察汇率波动的价格传递效应，该代理变量仅反映汇率波动对大宗商品进口价格的影响，而不能反映汇率波动对进口供给数量的影响。为此，本文选择了进口同比波动率（记作IM）和出口同比波动率（记作EX）作为人民币升值对我国物价影响的代理变量。用净出口同比增幅作为代理变量，不仅可以反映进出口商品的数量波动对国内物价影响的供给冲击，同时也可以反映进出口商品的价格波动对国内物价的影响。

      （三）人民币升值对国内物价影响的货币渠道：基于名义需求冲击的分析

      在开放经济下，一国的货币供给量和货币需求量是由内外因素共同决定。在其他因素不变情况下，一国货币对外持续升值将会加剧国际资本尤其是国际热钱的加速流入，由此而导致该国的货币需求增加，本币则会呈现出较强升值压力，货币当局为实现本币汇率稳定而对外汇市场进行适度的干预，由此引发外汇储备余额和基础货币供给的增加，国内物价呈现出上涨压力。因此，本文以外汇储备资产余额的同比增幅（记作FR）作为人民币升值所引发的需求冲击代理变量。

      2005年7月人民币汇率形成机制改革之后，在其后很长一段时间，人民币呈现出单边持续升值的态势，由此引致了大量国际套汇资本的流入，从而导致我国名义货币需求增加，即MDF增加；另一方面，我国货币当局为防止人民币升值过快，采取了渐进性、可控性和主动性的管理原则，基础货币的投放量则因干预人民币升值而增加。由式（3）可知，在实际供给总量不变的情况下，人民币升值所引致货币供给量增加的名义需求冲击，势必将增加我国通胀压力，使其呈现出逆传递效应。

      因此，在实证检验人民币升值对国内物价影响的传递效应，应从供给冲击与需求冲击的分析视角，应将实际出口量变动的实际供给冲击、国际资本净流入量的需求冲击对国内物价影响和纳入计量模型，然而目前国内外关于汇率传递的相关研究鲜有将上述两个因素纳入理论模型及计量检验模型中，本文将上述两个因素纳入计量检验模型，考察汇率波动对国内物价影响的逆传递效应，以弥补目前有关汇率传递研究的理论上的不足。

      三、基于VEC模型的人民币逆传递效应的实证分析

      由于向量自回归（VAR）模型并没有直接给出变量间的当期影响关系，而是将变量间的当期关系隐含在随机扰动项之中；结构向量自回归（SVAR）模型虽然可弥补VAR模型上述缺点，但不能够反映出其长期协整关系。VEC模型是含有协整约束的VAR模型，适用于具有协整关系的非平稳时间序列建模，可以反映长期协整关系和短期动态变动关系，因此，本文选用了协整与VEC模型，实证检验人民币NEER和BNER的汇率逆传递效应及其两者之间的差异。

      （一）样本区间选择与时间序列的平稳性检验

      由于数据的可获得性原因，本文样本区间为2000年1月至2014年6月。我国物价水平是以消费物价指数的同比增幅作为代理变量（CPI），由于我国没有月度国内生产总值的统计数据，实际国内生产总值本文以实际工业中增加值的同比增幅作为代理变量（记作RY）。本文选择外汇储备余额的同比增幅作为人民币升值所引发的需求冲击的代理变量（记作FR）；以进口同比增幅（EX）作为进口供给价量冲击的代理变量；以出口同比增幅（IM）作为人民币升值所引发的出口供给价量冲击的代理变量。上述变量的原始数据来自国家统计局（http://www.stats.gov.cn/）和中国社会科学院金融统计数据库（http://ifb.cass.cn/jrtj/index.asp）。

      人民币汇率水平波动本文分别以广义名义有效汇率的同比增幅（NEER）作为代理变量和直接标价法下的人民币对美元双边名义汇率的同比增幅（BNER）。其中，名义有效汇率的原始数据来自于国际清算银行（http://www.bis.org/statistics/eer/index.htm），人民币对美元的双边名义汇率的原始数据来自于国家外汇局（http://www.safe.gov.cn/model_safe/index.html）。

      本文中“同比增幅”和“实际同比增幅”为其百分值，即同比增幅=同比增减幅度×100；实际同比增幅=（同比增幅-通胀率）/（1+通胀率）×100。

      （二）变量的平稳性检验

      为防止出现“伪回归”以及确定适当的回归分析计量检验模型，本文运用ADF单位根检验判断时间序列是否，判断标准为AIC，零假设为存在一个单位根。ADF单位根检验结果如表1所示。

      ADF单位根检验结果表明，CPI，BNER，NEER，FR，EX，IM和RY序列水平存在单位根，为非平稳序列。各变量的一阶差分不存在单位根，为一阶平稳序列，即为I（1）。

      （三）VAR模型的最优滞后阶数确定与协整关系检验

      

      

      根据AIC和SC等信息量取值最小的准则，由

构建的VAR1模型和由

构建的VAR2模型的最优滞后阶数的估计结果得知，两个VAR模型的最优滞后阶数均为2阶。上述两个VAR模型的平稳性检验结果表明，两者的AR特征多项式倒数根均小于1，均位于单位圆内，满足VAR模型的平稳性要求。

      为确定VAR模型是否包含协整关系，本文分别对VAR1模型和VAR2模型分别进行了Johansen协整检验，协整检验类型为序列有确定线性趋势且协整方程只有截据。两个VAR模型的Johansen协整检验结果如表2和表3所示。

      由表2和表3的迹统计检验和最大特征根的检验值可知，序列

和

均包含了不少于2组长期协整关系，满足了VEC模型构建的协整关系要求。

      （四）协整与向量误差修正估计

      

和

均为包含协整约束的、非平稳的I（1）时间序列，满足VEC模型的建模要求，可进行协整与VEC估计。

      1.协整方程的估计结果

      

      

      本文选择的VEC估计类型为有确定线性趋势中的协整方程有截据项且无趋势项类型。令r=1，经估计，由

和

分别构建的VEC1和VEC2的协整方程分别如式（4）和式（5）所示（公式下方圆括号中和方括号中的数值分别为标准误差与t统计值）：

      

      由式（4）和式（5）的协整方程可知：

      第一，我国物价水平与人民币对美元的双边名义存在负向的长期协整关系。从长期来看，直接标价法下人民币对美元的双边名义汇率同比波幅每增加1%（即美元对人民币每升值1%），我国物价消费物价指数同比波幅将下降0.5903%。由此可得，人民币对美元升值则具有通胀效应，即具有不完全的逆传递效应。本文的实证检验结果与我国“人民币对外（对美元）升值、对内贬值并存”的客观现实相吻合（图1），因此，寄希望通过人民币对美元升值而达到治理我国通货膨胀的政策主张并没有得到本文实证检验结果的支持。

      第二，我国物价水平与人民币名义有效汇率存在正向的长期协整关系。人民币名义有效汇率指数上涨意味着人民币升值，因此，从长期来看，人民币名义有效汇率同比波幅增加1%，我国消费物价指数同比波幅将增加0.659%，即人民币升值具有通货膨胀效应（图1），为不完全的逆传递效应。同时实证检验结果表明，人民币名义有效汇率的逆传递效应大于人民币对美元双边名义汇率的逆传递效应。

      第三，我国消费物价指数同比波幅与实际国内生产总值同比波幅（RY）存在负向的长期协整关系（图2），因此，从长期来看，我国实际国内生产总值的同比增加有益于缓解我国物价上涨的压力，与前文的理论分析结论相吻合。

      第四，我国物价水平同比波幅与进口同比增幅（IM）、出口额同比波幅（EX）及外汇储备余额的同比波幅（FR）之间存在正向的长期协整关系（图3和图4），因此，我国的进口同比增幅、出口同比增幅以及外汇储备余额的同比增加会加剧我国物价上涨的压力。其中，进口增幅波动与国内物价波动之间正向的长期协整关系表明，人民币升值并没有通过进口传导渠道降低国内物价，反而存在反传递效应；这可能因为我国对进口商品具有较强的依赖度，因此，现实中出现人民币升值和我国进口商品的国际价格上涨之并存现象。而出口同比增幅与国内物价之间的正向长期协整关系则表明，出口增幅的增加将导致满足国内需求的实际供给总量的下降，由此增加了国内物价上涨的压力。

      

      图4所示的统计结果较好地支持了本文的推论与计量检验结果，说明人民币升值存在需求冲击的货币传导渠道，即人民币升值，国际套汇资本流入，外汇储备余额和货币供给增加，物价上涨，由此出现了“人民币对外升值而对内贬值”的现象。

      

      

      

      2.向量误差修正模型的估计

      

      由式（6）和式（7）的VEC模型的估计结果可知：

      第一，在短期内，人民币对美元的双边名义汇率（直接标价汇率）对我国物价在短期内具有负向影响，人民币对美元升值在短期内会加速我国物价上涨，而对美元贬值在短期内会减缓我国物价上涨。由此可见，人民币对美元的双边名义汇率波动对物价影响在短期内依旧为逆传递效应。

      第二，在短期内，人民币名义有效汇率波动对我国物价影响为正向影响；由此可见，人民币名义有效汇率波动对我国物价影响在短期内也是为逆传递效应。

      第三，在短期内，VEC1模型和VEC2模型均表明，物价与外汇储备余额、出口及实际产出之间为正向变动关系；物价与进口之间的变动关系，VEC1模型和VEC2模型检验结果稍有不同，但是从净的作用结果来看，短期内，物价与进口之际存在正向波动关系。由此可见，在短期内，国际储备余额、出口、进口以及实际产出等同比增幅的增加将会增加我国物价上行的压力。

      第四，VEC1模型的误差修正项将短期偏离调整至长期均衡状态的调整速度为0.076，VEC2模型的误差修正项将短期偏离调整至长期均衡状态的调整速度为0.055，略小于VEC1模型的调整系数。

      综上所述，无论是从长期还是从短期来看，人民币对美元升值均会增加我国物价上涨的压力。

      （五）基于VEC模型的脉冲响应与方差分析

      为进一步估计人民币汇率对物价变动的贡献程度，本文分别基于VEC1模型和VEC2模型对国内物价进行了方差分解。BNER冲击和NEER冲击对国内物价影响的方差分解结果图5所示。

      

      由方差分解图5可知：第一，基于VEC1模型，人民币对美元的双边名义汇率（BNER）对物价变动的贡献率呈现出先增后减、且减速逐渐衰退的特点，BNER对我国物价变动的最大贡献率为第4期的3.8%，其后逐渐趋近于1.3%。第二，基于VEC2模型，人民币名义有效汇率对物价变动的贡献率呈现出逐渐攀升、但增速呈逐渐衰退的特点，名义有效汇率对物价变动的贡献率逐渐趋近于35.0%。方差分解的检验结果表明，NEER对我国物价影响的传递效应强于BNER的传递效应。

      本文首先从理论上论证了汇率、物价与实际产出、进出口、外国直接投资及汇率等供求因素之间的变动关系，由此将出口量价因素和FDI因素引入汇率传递效应的计量检验模型，克服目前汇率传递实证研究中未考虑汇率变动对国内物价影响的出口传导途径和国际资本流动的货币传导途径。其次，目前关于汇率对国内物价影响的进口传导途径，更多关注于汇率变动对进口商品价格影响，较少考虑汇率变动对进口商品数量的影响，忽略了进口实际供给数量变动的价格效应。而本文用进口贸易额同比增幅作为汇率对国内物价影响的进口传导途径的代理变量，可以较好地兼顾汇率变动对国内物价影响的进口贸易价格传导途径与进口贸易数量传导途径，使得汇率传递的计量检验模型能够更好反映汇率对国内物价影响的进口传导途径效应。再次，目前有关人民币汇率对国内物价影响的传递效应实证研究，较少涉及人民币对美元双边名义汇率的传递效应。本文基于开放经济下供给冲击与需求冲击的分析视角，根据2000年1月至2014年6月期间的月度同比增幅数据，运用协整与向量误差模型，对人民币名义有效汇率与人民币对美元的双边名义汇率的汇率传递效应差异进行了实证检验。实证检验结果表明，无论在长期还是在短期，人民币升值都不具有通货紧缩效应，而是为逆传递的通胀效应，并且人民币的名义有效汇率的逆传递效应强于其双边名义汇率的传递效应。

      由于人民币升值不具有通货紧缩效应，因此，货币当局若想缓解国内物价上涨的压力，不宜选择人民币升值作为调控手段，应该借助减税政策和利率政策，有效地增加产出而达到调控物价之目标。

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