人民幣匯率和進口價格變化對國內價格的影響

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摘要：

本文運用向量自回歸誤差修正模型（VECM）研究了名義匯率和進口價格對中國國內通貨膨脹水平的影響。通過計量研究發現，國內價格既受匯率和進口價格的影響，又受國內貨幣供給水平的影響。長期來看，國內生產者價格和匯率、進口價格以及貨幣供給之間存在協整關系。匯率、進口價格對生產者價格和消費者價格有顯著影響，而對生產者價格的影響更大一些。短期內，匯率和進口價格波動仍然對生產者價格的影響更大一些，但是相比生產價格而言，匯率的短期波動對消費者價格波動的影響更持久。

關鍵詞：名義匯率、進口價格、貨幣供給、通貨膨脹

一、引言

在1990年代后期，世界主要工業化國家都經歷了一個經濟增長和低通脹并存的發展階段。許多學者認為工業化國家通貨膨脹水平下降是由于亞洲金融危機之后進口產品價格下降所導致的。匯率、國際市場價格波動對一國國內通貨膨脹水平的影響受到越來越多的關注。一般說來對于不同類型的經濟體，匯率和國際市場價波動格對國內價格的影響是不同的。對于小國開放經濟來說，匯率和國際市場價格波動會完全傳導到國內經濟中。而對于大型開放經濟來說，一方面，國內價格在一定程度上受匯率和國際市場價格的影響，另一方面，由于國內市場規模較大，國內價格水平波動對國際市場價格也有較強的影響力。半開放經濟介于兩者之間，隨著開放程度的加深，國內價格有向國際價格水平收斂的趨勢，另一方面國內因素仍然對價格水平有顯著影響。

在經驗研究方面，利用不同時間、不同國家以及不同頻率數據進行的研究結果有較大的差異。woo（1984）認為從1971年到1984年,美國匯率波動對除去食品和能源外的進口品價格有顯著影響,但是對這些產品的國內消費者價格影響不大。Feinberg（1986）發現從1977年到1983年，由于德國馬克貶值8.4％使得國內可貿易品的生產者價格相對GNP平減指數升高了2％。Leith（1991）通過對波茨瓦納的研究證實匯率和國際市場價格沖擊基本會完全傳導到該國國內價格中去。Dellmo（1996）卻發現，雖然瑞典是個開放的小國經濟體，但是進口價格波動對瑞典消費者價格指數的影響卻相當的弱。Kim（1998）利用向量自回歸誤差修正模型，發現從長期來看美國匯率與生產者價格指數之間存在負相關關系。Jonathan（1999）利用向量自回歸模型發現匯率和進口價格對一些主要工業化國家通貨膨脹的影響是相當有限的。

就中國的情況而言，自1995年以來用間接標價法表示的中國名義有效匯率經歷了一個先升后降的過程。以1995年1季度為基期的名義有效匯率指數顯示，2001年到2002年之間人民幣升值20％－30％，截至2004年3季度，人民幣仍然比1995年升值11％。就進口價格而言，其波動趨勢基本與名義有效匯率的波動趨勢相反，從1995年1季度到2002年1季度之間下降了40％，截至2004年3季度仍然下降32％。隨著中國經濟對外依存度的提高，匯率和進口價格的劇烈波動必然會對中國國內的價格水平產生影響。在圖（1）中我們可以發現，中國的名義有效匯率和國內的通貨膨脹水平表現出一定的負相關關系，而進口價格指數與國內通貨膨脹存在一定的正相關關系。一個直觀的猜測是匯率和進口價格的波動在不同程度上對國內價格造成了沖擊。本文所關心的問題正是匯率和進口價格沖擊對國內價格水平有沒有顯著影響。如果有，影響到底有多大。

由于我國的市場化改革和對外開放是漸進展開的，人們的注意力主要集中在國內貨幣政策對通貨膨脹的影響，因此對匯率和進口價格對國內通貨膨脹的影響進行的相關研究不是很多。卜永祥（2001）較早的研究了匯率對中國國內價格水平的影響，發現名義匯率、國外價格、國內貨幣供應量之間存在長期穩定的關系。本文在已有的研究成果之上，采用半開放經濟模型，除了分析匯率、貨幣供應量對國內通貨膨脹的影響之外，我們還要考察進口價格對國內價格水平的影響。下文在結構上安排如下，第二部分介紹模型的設定，第三部分是數據說明和計量結果，第四部分是本文的主要結論以及今后研究的方向。

二、計量模型

本文所要解決的問題可以概括為兩個層次。首先從長期來看，包括生產者價格、消費者價格在內的國內價格和匯率、進口價格以及貨幣供給之間是否存在長期的穩定關系。其次，匯率、進口價格和貨幣供給的短期波動是否會引起生產者價格和消費者價格的短期波動。我們可以通過檢驗生產者價格、消費者價格和其他變量之間是否存在協整關系來確定生產者價格、消費者價格和其他變量之間是否存在長期的穩定關系。如果協整關系存在，我們還可以運用誤差修正模型來分析各變量之間的短期波動關系。

借鑒卜永祥（2001），我們將模型設定如下。以進口價格、生產者價格和消費者價格為例，假設這三個變量和其他變量之間存在協整關系，那么誤差修正模型可以表示為兩部分。在沒有發生擾動時，各變量之間將保持長期的穩定關系。進口價格、生產者價格、消費者價格和其他變量之間的長期穩定關系可以表示為，

（1）

（2）

（3）

其中、、、和分別表示進口價格、生產者價格、消費者價格、匯率和貨幣供給的自然對數,、、為對應的常數項。

如果發生擾動，各變量將偏離上述穩定關系。定義、和分別為進口價格、生產者價格和消費者價格對各自穩定關系的偏離，

（4）

（5）

（6）

綜合上述結果，在向量自回歸誤差修正模型中，進口價格、生產者價格和消費者價格所對應的方程可以表示為，

（7）

（8）

（9）

其中、和分別為上述方程的隨機擾動項。以方程（8）為例，如果顯著，則意味著可以把匯率、進口價格和貨幣供給和生產者價格之間的長期關系解釋為匯率、進口價格和貨幣供給是生產者價格的格蘭杰原因。如果、和中至少有一個顯著，則可以認為相應的變量在短期是生產者價格波動的格蘭杰原因。方程（7）和方程（9）中的系數可以進行類似的解釋。

三、數據說明及計量結果

（一）數據說明

由于受到數據可得性的限制，我們選取從1994年1季度到2004年3季度的數據。對于沒有公布的季度數據，我們采用對月度數據進行簡單算術平均的方法計算得到。在本文中匯率選取名義有效匯率指數，數據來自國際貨幣基金組織國際金融統計（IFS）公布的季度數據。進口價格指數來自海關公布的《中國對外貿易指數》季度同比增長率，我們根據夏春（2002）提供的方法計算出進口價格以1994年一季度為基期的定基比增長率。由于中國沒有公布生產者價格指數，我們選取《中國人民銀行統計季報》公布的“生產資料企業購進價格指數”作為替代。自2001年第3季度起，《中國人民銀行統計季報》停止公布生產資料企業購進價格指數，改為“企業商品價格指數”，我們發現從1999年到2001年之間，“企業商品價格指數”中的“投資品”價格指數與“生產資料企業購進價格指數”的波動趨勢相當吻合，因此從2001年第4季度起，我們用“投資品”價格指數對原序列進行銜接。消費者價格指數也是通過得自《人民銀行統計季報》的同比數據計算得到的。貨幣存量數據選取IFS公布的中國季度M2數據。將上述指數序列統一換算為以1994年1季度為100的定基比指數序列,并對定基比指數序列取自然對數。通過對各對數序列自相關系數的研究發現消費者價格指數、生產者價格指數序列表現出顯著的季節因素，因此我們對其進行了季節調整。把上述序列用圖1表示，我們可以發現中國名義有效匯率指數、進口價格指數、生產者價格和消費者價格指數具有如下關系。

自1995年以來用間接標價法表示的中國的名義有效匯率經歷了一個先升后降的過程，以1995年1季度為基期的名義有效匯率指數顯示，2001年到2002年之間人民幣升值20％－30％，截至2004年3季度，人民幣仍然比1995年升值11％。進口價格從1995年1季度到2002年1季度之間下降了40％，截至2004年3季度仍然比1995年1季度下降32％。在圖（1）中我們可以發現，中國的名義有效匯率和國內的通貨膨脹水平表現出一定的負相關關系，而進口價格指數與國內通貨膨脹存在一定的正相關關系。

（圖1）中國國內價格、名義有效匯率和進口價格走勢圖

（二）單位根檢驗

協整和誤差修正是建立在各序列同階的基礎之上。在本文中我們運用擴展的迪基－富勒AugmentedDickey-Fuller（ADF）方法來檢驗各序列的平穩性。在滯后期數的選擇上，參照赤池信息標準AIC（Akaikeinfocriterion）和施瓦茨標準SC（Schwarzcriterion）。我們分別對對數序列和對數序列的一階差分進行ADF檢驗，檢驗的具體結果見（表1）。

表1各變量及其一階差分的單位根檢驗

變量ADF

統計量時滯臨界值AICSC單整

階數

1％5％

水平值-2.6506-3.617-2.942-8.649-8.301

一階差分-3.2488-2.632-1.951-8.652-8.248

水平值-2.1303-3.607-2.938-5.015-4.802

一階差分-2.7426-2.630-1.951-5.117-4.806

水平值-2.5821-3.593-2.932-6.992-6.868

一階差分-3.3534-2.624-1.950-6.923-6.708

水平值-1.98812-3.658-2.959-5.537-4.890

一階差分-3.2991-2.620-1.949-4.212-4.128

水平值-2.6434-4.217-3.531-6.228-5.926

一階差分-5.9263-2.624-1.950-6.093-5.921

ADF檢驗結果顯示，在5％的顯著性水平上，所有對數序列都是非平穩的，經過一階差分后，在1％的顯著水平上，我們可以認為差分序列是平穩的。因此我們可以發現各對數序列都是1階單整的。

（三）協整關系檢驗

對于上述五個具有同階單位根的時間序列，可以利用Johansen的方法來檢驗各變量之間是否存在協整關系。根據Johansen（1988），Johansen和Juselius（1990），對于一個向量，通過極大似然估計法來估計包括該向量的一階差分、一階差分的滯后值以及水平值的一期滯后構成的向量自回歸模型。然后根據最大特征根檢驗和跡檢驗來判斷構成向量的各變量之間是否具有協整關系。給定變量之間不存在協整關系的原假設，如果最大特征根檢驗和跡檢驗的統計量超過臨界值，則拒絕原假設而接受變量之間具有協整關系。

在本文中，模型形式采取“不含確定性趨勢，而均衡修正項帶截距”的模型。協整關系檢驗見表（2）、表（3）和表（4）。

表2名義匯率、進口價格和貨幣供給的協整關系檢驗

原假設跡統計

（TraceStatistic）跡統計臨界值最大特征值統計

（Max-Eigen）最大特征值統計臨界值

協整方程數目5％1％5％1％

沒有60.55029.6835.6531.53120.9725.52

至多1個29.02015.4120.0425.27914.0718.63

至多2個3.7413.766.653.7413.766.65

表（2）顯示跡檢驗和最大特征值檢驗都表明，無論在1％的顯著性水平上還是在5％的顯著性水平上，名義匯率、進口價格和貨幣供給之間存在2個協整方程。

表3生產者價格、名義匯率、進口價格和貨幣供給的協整關系檢驗

原假設跡統計

（TraceStatistic）跡統計臨界值最大特征值統計

（Max-Eigen）最大特征值統計臨界值

協整方程數目5％1％5％1％

沒有74.99147.2154.4640.64327.0732.24

至多1個34.34829.6835.6519.86520.9725.52

至多2個14.48315.4120.0410.34214.0718.63

至多3個4.1413.766.654.1413.766.65

表（3）顯示無論跡檢驗還是最大特征值檢驗都表明，在1％的顯著性水平上認為生產者價格、名義匯率、進口價格和貨幣供給之間存在1個協整方程。而在5％的顯著性水平上，跡檢驗認為存在2個協整方程。

表4消費者價格、名義匯率、進口價格和貨幣供給的協整關系檢驗

原假設跡統計

（TraceStatistic）跡統計臨界值最大特征值統計

（Max-Eigen）最大特征值統計臨界值

協整方程數目5％1％5％1％

沒有92.48447.2154.4642.88227.0732.24

至多1個49.60329.6835.6527.29020.9725.52

至多2個22.31315.4120.0422.29514.0718.63

至多3個0.0183.766.650.0183.766.65

表（4）顯示無論跡檢驗還是最大特征值檢驗都表明，在1％的顯著性水平上和在5％的顯著性水平上消費者價格、名義匯率、進口價格和貨幣供給之間存在3個協整方程。

（四）誤差修正模型

在確定了上述變量之間存在協整關系之后，我們可以采用向量自回歸誤差修正模型來研究各變量的長期穩定關系和短期動態調整過程。本文參考可決系數（）、AIC和SC等標準，將進口價格誤差修正模型滯后階數設為7，而生產者價格和消費者價格的誤差修正模型的滯后階數設定為4。表（5）和表（6）顯示了誤差修正模型的結果。

表5各變量之間的長期穩定關系

（1）進口價格

（）（）

（2）消費者價格

（）（）（）

（3）生產者價格

（）（）（）

從長期來看，進口價格和名義匯率負相關，而和國內貨幣供給正相關。消費者價格、生產者價格與進口產品價格、貨幣供給量呈正相關關系，與名義后效匯率呈負相關關系。相對于消費者價格指數而言，名義有效匯率對生產者價格指數的影響要大于對消費者價格的影響。比較這三組均衡關系我們可以發現，名義匯率對進口價格的影響最強，而對消費者價格的影響最弱。進口價格對名義匯率的彈性為－1.1402，由此可見進口價格對名義匯率還是相當敏感的。生產者價格對名義匯率的彈性大于消費者價格對名義匯率的彈性，原因之一可能是進口產品在生產資料中所占的比重更大。這一點能夠通過生產者價格對進口價格的彈性大于消費者價格對進口價格的彈性而得到進一步的驗證。就國內貨幣供給的影響而言，生產者價格對貨幣供給的彈性最大，進口價格最小，但是彼此之間相差不大。這可能是因為生產資料所包含的存貨價格對貨幣的供給非常敏感造成的，見宋國青（2002）。

表6誤差修正模型估計

解釋變量被解釋變量

－0.4216

（-6.074）

－0.2117

(－4.007)

－0.4712

(－2.293)

－0.0486－0.1759

(－2.593)(－2.163)

-0.4053

（-3.020）

-0.2339

（-1.942）

-0.2963

（-2.125）

0.3198

(2.020)

0.3040

(1.758)

－0.5124

(－3.573)

0.9485

(3.704)

－0.4875

(－1.687)

0.45150.10610.2660

（1.985）(3.440)(1.794)

0.1068

(2.917)

0.5193

（2.656）

0.0881

(1.743)

0.1155

(2.383)

0.8774

（2.474）

-0.1265－0.01190.0044

可決系數

0.89520.95490.8032

統計量

4.6585224.90894.8025

對數似然函數113.4979185.4428146.1657

赤池信息標準(AIC)-5.17132－8.8133－6.7456

施瓦茨標準(SC)-4.14922－8.0371－5.9699

在表（6）中，、和的系數都是顯著的，且系數均為負值。根據本文第二小節的介紹，誤差修正項的系數顯著表明在本文中所考察的各變量之間的長期因果關系是存在的。同時誤差修正項的系數為負表明從長期來看進口價格、消費者價格和生產者價格有向穩定關系收斂的趨勢。當某一變量在期偏離穩態關系時，誤差修正項的負系數使得方程的因變量在當期朝著抵消這種偏離的方向變化。

就匯率的短期波動對進口價格、生產者價格和消費者價格的影響而言，我們發現在短期內名義匯率波動與進口價格波動、生產者價格波動以及消費者價格波動之間是正相關關系。這與長期內名義匯率同進口價格、生產者價格和消費者價格之間存在負相關關系的事實剛好相反。一個可能的解釋是，人民幣升值所帶來的財富效應增加了國內對進口產品的需求，導致在短期內進口價格、生產者價格和消費者價格上漲。就名義匯率短期波動的影響力而言，名義匯率波動對進口價格造成的影響最大，而對消費者價格造成的影響最小，這與長期內名義匯率對進口價格、生產者價格和消費者價格的相對影響力是一致的。

就進口價格的短期波動而言，進口價格波動對其自身波動的影響最強，持續時間最長，進口價格波動的滯后7期值仍然顯著。進口價格波動對生產者價格和消費者價格的影響僅有滯后一期值是顯著的，這表明了進口價格波動對生產者價格和消費者價格波動的影響是短期性的。進口價格波動在短期內與國內價格水平的波動是負相關的，而且進口價格波動對生者價格的影響要遠遠大于對消費者價格的影響。

四、結論

本文通過向量自回歸誤差修正（VECM）模型研究了名義匯率和進口價格對中國的生產者價格和消費者價格的影響。從長期來看匯率、貨幣供給是進口價格變化的格蘭杰原因，而匯率、貨幣供給和進口價格又是生產者價格和消費者價格波動的格蘭杰原因。就短期來看，匯率、進口價格是導致生產者價格和消費者價格波動的格蘭杰原因，而貨幣供給僅是導致消費者價格波動的格蘭杰原因，對生產者價格的影響不大。

為了全面認識匯率和進口價格對生產者價格和消費者價格的影響，我們把貨幣、匯率和進口價格的影響進行比較。通過比較我們可以發現，名義匯率對進口價格的影響最強，而對消費者價格的影響最弱。進口價格對名義匯率的彈性絕對值大于1，由此可見進口價格對名義匯率還是相當敏感的，生產者價格和消費者價格的匯率彈性分別達到0.40和0.29。生產者價格對進口價格的彈性大于消費者價格對進口價格的彈性,分別達到0.41和0.35。由此可見生產者價格更易受到外部因素的影響。就名義匯率短期波動的影響而言，名義匯率波動對進口價格造成的影響最大，而對消費者價格造成的影響最小，這與長期內名義匯率對進口價格、生產者價格和消費者價格的相對影響力是一致的。進口價格波動對生產者價格和消費者價格波動影響期限較短，而且對生者價格的影響要遠遠大于對消費者價格的影響。

綜上所述，從1994年到2004年之間，匯率對進口價格的影響要大于對生產者價格和消費者價格的影響，而進口價格對生產者價格的影響又大于對消費者價格的影響。各變量的短期波動之間的關系也服從上述規律。雖然在本文中，我們沒有發現在長期內存在從國內通貨膨脹指向匯率和進口價格的格蘭杰因果關系，這表明就我們所研究的樣本時間內，國內價格對名義匯率和進口價格的長期影響并不顯著。但是短期內國內因素對名義匯率或進口價格的沖擊可能存在，并且相當顯著。當然這完全是另外一個故事，在本文中不再贅述。

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