通过人民币升值抑制通胀难以成行

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［关键词］汇率传递；通货膨胀环境；滚动回归

作者简介：陶士贵（1966―），男，南京师范大学商学院（南京，210046），副教授。研究方向：国际金融，农村金融。

王 伟（1987―），男，南京师范大学商学院（南京，210046）。研究方向：国际金融。

基金项目：本文是教育部人文社会科学研究规划项目（10YJAGW015）的阶段性研究成果。

一、引 言

汇率传递一直是国际经济学中的一个重点和热点问题。汇率传递有狭义和广义之分。狭义层次上的汇率传递是“由于进口国和出口国汇率变动百分之一所导致的以进口国当地货币标价的进口品价格变化的百分比”（Goldberg和Knetter，1997［1］(1243-1272)）。广义上的汇率传递是指国内物价水平对汇率变动的反应程度。

近年来，有学者将通货膨胀与汇率传递效应联系起来进行研究，多是在一般均衡框架中研究新兴工业国家和小型开放经济体的通胀与汇率传递关系。在Taylor(2000)［2］(1389-1408)首先以可察觉成本的持续变动来代表通货膨胀环境探讨了汇率传递和通货膨胀之间的联系并提出了一个可信赖的低通货膨胀政策对应着低汇率传递效应的观点后，Campa和Goldberg(2002)、［3］Gagnon和Ihrig(2004)、［4］(315-338)Choudhri和Hakura(2006)、［5］(614-639)Devereux和Yetman(2008)［6］利用不同的样本及方法验证了Taylor的观点。此外，一国的货币政策会对国内的通货膨胀产生重要的影响。汇率传递可以内生于货币政策制度，如果存在强有力的货币政策来维持并稳定低水平的通胀，则外国出口商更倾向于对出口品采取当地货币定价（LCP），这样就稳定住了进口价格，价格调整也不会太频繁，从而汇率传递效应也就较小（Devereux 和Yetman,2002；［7］Devereux,Engel和Storgaard,2004［8］(263-291)）。

然而，国内关于汇率对物价传递效应的研究起步较晚，研究成果也较少，更多考虑的是汇率变动对进出口商品价格的传递效应，很少对一般物价水平传递效应的研究。在这些已有的文献中，只有极少数注意到通货膨胀环境对汇率传递的影响（陈六傅、刘厚俊，2007；［9］(1-13)倪克勤、曹伟，2009［10］(44-59)）。国外的研究成果表明通货膨胀环境对汇率传递有着重要的影响，不同的通胀环境下汇率传递系数是不同的。因此，考察通货膨胀在人民币汇率对国内物价水平传递的过程中究竟起到什么样的作用，人民币升值是否真的如一些学者所言能够有效抑制国内的通胀压力，对进一步弄清汇率传递机制并进一步完善相关政策有着明显的作用。

二、理论框架

（一）价格设定和汇率传递

本文以Choudhri和Hakura(2006)的研究成果为基础，在假定非完全竞争和价格惯性的基础上建立新开放经济下的宏观经济模型，其中价格惯性假定是基于泰勒模型的交错定价调整，模型还采用Basu(1995)［11］(512-531)提出的生产结构假定，即每种商品均可被用作最终消费品和中间投入品。此外，我们假定产品按生产者货币定价。这个假定没有考虑到按市场定价和进口国货币定价的作用，但有利于简化分析通货膨胀环境在汇率传递中所起的作用。

假设经济中存在一个本国和一个外国，其中本国为小国，外国为大国。每个国家在单位区间［0,1］内均匀连续生产自己的商品。两个国家的家庭只消费本国生产的商品。我们用D-S模型来表示本国消费品的效用函数：

Ut=［∫1

0 1

0 其中，国内商品束ZHt=［∫1

0 1

0 v表示对进口商品的偏好系数。现在用t表示Zt的单位成本，Wt表示工资率，我们可以得到每种商品的边际生产成本：

Ct=αt W1-αt

（5）

使用*来表示外国变量，我们可以得出与上面公式类似的外国经济的联系。

由前面的假定可知，国内商品用来满足国内最终需求和中间需求并为外国提供中间需求。我们用*t代表以外国货币表示的Zt的单位成本，St代表汇率（直接标价法），则国内商品的需求函数为：

Dt(i)=δtPt(i)-σ

（6）

其中δt=UtPσt+(1-v)Ztσt+vＺt(St*t)σ

假定每种商品的价格维持2期不变。Xt表示t期设定的不变价格，若一种商品的价格在t期设定，则Pt+τ(i)=Xt,τ=0,1。X值会选择最大化利润的预期贴现值，可以由下式得到：

Xt=Etσ∑1τ=0βτδt+τCt+τ(σ-1)∑1τ=0βτδt+τ

（7）

其中，β是贴现因子，Et表示经营者在t期可得信息基础上的期望。我们假定商品价格间存在均匀的重叠，这样每一期都有一半国内商品（以及一半的外国商品）的价格重新设定。我们利用方程（2）可以得到国内消费品的价格指数为：

Pt=［(1/2)∑1τ=0X1-σt-τ］1/(1-σ)

（8）

商品价格设定之间的联系的近似形式可以通过围绕变量初始值的线性化得到。用小写字母表示变量与初始值的偏离比例，如xt=(Xt-)/，其中，表示Xt的初始值。则方程（7）和（8）的关系可以被线性化成如下形式：

xt=11+βEtct+β1+βEtct+1

（9）

pt=12xt+12xt-1

（10）

基于方程（4）我们可以得到t=［(1-v)P1-σt+v(StPt)1-σ］1/(1-σ)，其中Pt是以外币表示的外国商品价格指数（则StPt表示的是进口中间品的本币价格）。利用这个条件和方程（3），方程（5）可以被线性化为：

ct=αθpt+α(1-θ)(st+p*t)+(1-α)wt

（11）

其中，θ=(1-v)1-σ/［(1-v)1-σ+v(*)1-σ］，表示国内中间投入品在总中间投入品初始成本中的不变份额。

方程（9）-（11）显示了汇率影响消费物价的基本传递渠道。汇率的一个变动会通过方程（11）对成本有着直接的影响，由方程（9）可知厂商会依据由汇率变动导致的成本变动以及其对未来成本的预期来重新设定价格，并通过方程（10）的交错定价调整过程对国内物价水平产生影响。

由前面的分析可知，预期在汇率传递过程中扮演着重要的角色，下面将通过分析反馈规则对汇率传递的影响来确定wt和st以解决预期成本Etct+τ。

（二）反馈规则对汇率传递的影响

在建立反馈规则之前，我们首先对家庭行为作简要的假定。家庭分配给工作和闲暇以固定的时间，其效用取决于差异化的商品（通过分效用函数来表示）、实际货币余额和劳动供给。则本国具有代表性的家庭被假定最大化下面的目标函数：

Et∑∞t=0βt［logUt+log(Mt/Pt)-Lt］

外国家庭最大化一个类似的函数。则在完全市场假定下（随后将放宽该假定），如Bergin和Feenstra(2001)［12］(333-359)所示，家庭优化意味着下面的线性逼近：

wt=ut+pt=(1-β)mt+βEt(ut+1+pt+1)

（12）

st+p*t-pt=ut-ut

（13）

方程（12）中第一个等式表示劳动供给状况的线性形式，第二个等式是建立在欧拉公式的线性形式和货币需求基础上的。方程（13）给出了风险分担状况的线性形式，即在完全市场的假定下本国和外国的效用比率与实际汇率是成比例的。

小国经济对外国物价施加的影响可以忽略不计。为了分离国内货币制度的影响，假定外国货币制度未引入货币冲击，则mt=pt=0。方程（12）对应的外国方程以及方程（13）暗含着：wt=st=mt+βEt(st+1-st)/(1-β)

（14）

货币当局可以选择汇率或货币冲击作为工具。为了用一种简单的方式将汇率传递和货币政策体制联系起来，我们假定汇率作为政策工具并将反馈规则设定成如下形式：

st=-ρxt-1+vt

（15）

其中ρ(>0)是测度汇率对价格变动反应程度的参数，vt是货币政策冲击，简单起见，假设是白噪声。在接下来的讨论中，参数ρ将在决定汇率传递程度中扮演关键的角色。

利用方程（9）-（11）以及（14）和（15）可以得出xt=1xt-1+2vt，其中1和2由ρ、α和θ决定。并从方程（10）和（15）中得到汇率和价格间的传递关系：

pt=μ1pt-1+μ2(st+st-1)/2

（16）

其中μ1=1+ρ2，μ2=2。短期汇率传递（st一个单位变动对pt的影响）等于μ2/2，更长时期的汇率传递还依赖于μ1（用来描述p的持续程度）。更大的ρ值会通过反馈规则降低货币冲击对预期汇率的影响并由此导致更小的μ2。更大的ρ值还会降低持久性系数μ1，μ1和μ2均与ρ成反比关系。因此，更大的ρ值不论是在短期还是长期均会降低汇率传递效果。

以上的分析严重依赖于完全市场的假定。为了更靠近现实情形，我们将放宽该假定，将方程（13）改成如下形式：

st+pt-pt=ut-u*t+ηt

（17）

放宽完全市场被简化处理成随机误差项，以ηt冲击表示，并假定ηt也为白噪声并与vt不相关。与完全市场类似，我们可以得到wt=st-ηt。此外，我们假设反馈规则还考虑到（至少部分的）非货币政策冲击，因此修正规则（15）为如下形式：

st=-ρxt-1+vt+φηt

（18）

其中0＜φ1。传递效应将反映vt和ηt共同冲击的影响。用σ2v和σ2η分别代表两种冲击的方差，修正模型提供了与方程（16）相同形式的联系，不同的是μ1和μ2的值还取决于λφ2σ2η/(φ2σ2η+σ2v)，μ1和μ2同前面一样，与ρ成反比关系。这些系数还因λ变大而下降并因此与σ2v成正比，即货币冲击更小的变化性降低了汇率传递。

（三）进一步的分析

以上的理论分析将汇率传递和反馈规则联系了起来。上面的理论分析得出的方程（16）对说明通胀环境是如何影响汇率传递是有用的，但是该方程是在一系列假定条件下得到的。在实证分析中我们将采用一个一般形式的模型来放宽上述假定：

pt=π1(L)pt-1+π2(L)st+π3(L)pt+π4(L)yt+εt

（19）

上式相对于公式（16）主要作了以下扩展：（1）考虑到外国市场的竞争程度对汇率传递程度的影响，引进了外国物价水平变量；（2）考虑到进口国的需求状况会对传递效应起着重要的作用，引入了国内控制变量，一般用国内生产总值或国民收入来表示。

三、数据处理及实证模型

鉴于自1994年1月1日起，中国开始实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制，以及数据的可得性，本文选取1995年1月至2010年12月的月度数据进行实证研究。

1 国内物价水平变量（pt）。选取消费者物价指数CPI作为其变量，并换算为1995年1月=100的定基比数据，原始数据来源于中经数据库。

2 汇率变量（st）。我们选取名义有效汇率（NEER）代表人民币汇率变量。文章研究的汇率传递与国际贸易有着密切的联系，因此有效汇率是合适的指标。由于国际清算银行（Bank for International Settlements，BIS）公布的NEER是间接标价法，其值上升意味着本币升值。数据来源于国际清算银行网站。

3 外国物价水平变量（p*t）。对中国主要进口国家和地区的CPI进行算术加权得到的序列作为外国物价水平的变量，权重为中国从这些国家和地区进口份额占总进口额的比重。鉴于数据的可得性，选取的国家和地区有：欧盟、美国、日本和韩国，在绝大多数的时间里，中国从这些国家和地区的进口额可以占到总进口额的50%以上。数据来自中经数据库。

4 国内控制变量（yt）。由于中国没有公布月度GDP数据，在这里采用月度工业增加值作为替代变量，由于中国从2006年底不再公布工业增加值的绝对数值，仅公布以不变价格计算的同比增长率，在此依据之前公布的数据进行平减后得到以不变价表示的工业增加值，再乘以定基比价格指数得到我们需要的数据。原始数据来源于中经数据库和凤凰网。

将上述序列全部以1995年1月=100为基期，换算成定基比数据，并进行X12季节调整，同时为消除异方差的影响，对季节调整后的变量取对数，依次命名为：Lncpi，Lnne，Lnwp，Lniva。

在研究方法上，理论框架部分中提到，国内物价持续程度对长期汇率传递有着重要的影响作用，因此本文采用自回归分布滞后模型（Auto-regressive Distributed Lag Model）进行估计。从表1的检验结果可以看出，所有变量都是零阶非平稳的I(1)过程，因此在研究过程中对各变量取差分处理，根据公式（19），建立如下计量模型：

ΔLncpit=c+∑ni=1αiΔLncpit-i+∑ni=0βiΔLnnet-i+∑ni=1γiΔLnwpt-i+∑ni=0φiΔLnivat-i+μt

（20）

其中，Δ表示一阶差分，n表示滞后期，其最优值根据R2、AIC和SC准则来确定。则短期汇率传递系数为β0，长期汇率传递系数为∑ni=0βi/(1-∑ni=1αi)。

注：（1）检验形式(c ,t ,n) 分别表示单位根检验中的截距项、时间趋势项和滞后阶数,c、t 由其变量生成的线形图所观察选择。（2）最佳滞后阶数是根据AIC 和SC 准则所选择。（3）D表示变量序列一阶差分。（4）*、**、***分别表示各变量序列在1%、5%、10%显著水平下平稳。

表2的计量结果显示，从1995年1月到2010年12月这段时间里，中国消费者物价指数的短期汇率传递弹性系数为0008584，即人民币升值1%，CPI在当期的反应是下降0008584%，接近于0，且没有通过显著性检验。长期汇率传递弹性系数为0196176，即人民币升值1%，CPI在长期内下降0196176%。可以看出，短期汇率传递弹性系数远小于长期汇率传递弹性系数，这表明汇率变动对国内物价的影响要经过相当长的一段时间才能显现出来，国内价格调整存在粘性。同时，汇率对国内CPI的传递效应十分有限，造成这种情况可能的原因有：首先，可能与CPI的构成及其权重有关。中国CPI的编制带有一定的本地消费倾向，进口品对国内CPI的影响偏小，因此降低了汇率传递系数；同时，中国CPI构成权重中，食品占到了34%，但食品进口额占到进口总额中的比重从1995年的146%到2010年的069%，且食品消费具有本地倾向，这些都使得食品进口价格对国内CPI的影响力度小之又小；随着中国能源消费需求的日益扩大，能源进口占总进口额的比重从1995年的547%上升到2010年的2164%，①但是能源尚未纳入进CPI的统计中，这样能源进口价格的上涨将不会对国内CPI产生影响。其次，由于中国的相关优惠政策以及相对廉价的劳动力，来料加工占了进口额中相当一部分的比重，这些产品在加工完成后直接出口到国外，不会对国内CPI产生直接的影响。最后，可能与通货膨胀环境有关，在低通胀时期，汇率传递程度一般都较小，这也是全文研究的重点，我们在下面将会进行详细地分析。

人民币名义有效汇率对国内物价的传递系数短期传递系数=-0008584 ［P=07229］ 长期传递系数∑n i=0βi/(1-∑n i=1αi)=-0196176[BHDG1*3，WK35ZQ1W〗R2=03210 F统计量=49936 DW=20231 AIC=-83286 SC=-80338

注：（1）中括号的数值为检验系数显著与否的P统计值。（2）解释变量的最优滞后期不超过5期。（3）限于篇幅，并未给出所有变量的计量结果。

上面是对整个样本区间的分析，为了进一步考察汇率传递的具体变化过程，将采用滚动回归法（Rolling Regression Analysis）对此进行分析。传统的计量模型一般有系统参数为固定值的重要假设，但现实经济环境是处于不断变动中的, 这些默认假设的参数可能随着经济系统的演变而呈现明显的动态过程，滚动回归则可以考察参数的动态过程。它在一个大样本范围内通过滚动的方式连续选取一系列小样本进行估计。本文定义滚动回归样本长度window=72，即6年，步长step=1， 最终获得121个汇率传递弹性系数。图1给出了人民币名义有效汇率对国内CPI传递程度的变动趋势。

图1显示，在样本考察期内，汇率对物价传递程度有大有小，但总体呈下降趋势，近期又出现上升趋势。下面联系通货膨胀环境对此进行分析。

注：为了更清楚、更直观地观察汇率对国内物价传递程度的大小及变动趋势，在这里将原本为负数的传递弹性系数取绝对值。

Taylor(2000)基于交错定价（Staggered Pricing setting）和垄断竞争探讨了汇率传递和通货膨胀之间的联系，一个低的通货膨胀环境会降低厂商的通胀预期，使其认为成本的变动是暂时性的，从而不会对产品的价格做出大的调整，因此一个可信赖的低通货膨胀政策对应着低汇率传递效应。本文认为，通胀环境可能是影响汇率传递效应趋势变化的一个重要因素。

图2表明，中国在20世纪90年代经历了比较严重的通货膨胀，尤其是1993-1995年，年度通胀率更是达到了147%、241%、171%，直到亚洲金融危机爆发前，虽然通胀率下降到个位数，但仍处于较高水平。一方面高通胀导致生产成本不断增加，另一方面，由于经历了较长时期的高通胀，公众在短期内无法消除通胀预期，也就是对央行致力于维持低通胀的货币政策缺乏信心，这两个因素共同导致进口品价格调整也相对更频繁，从而汇率对物价的影响力度较大，图1表明，最高时可以达到057，即汇率变动1%，会导致国内物价变动057%。在亚洲金融危机爆发后，中国国内物价水平大幅下降，由通胀开始转为通货紧缩，在这种低通胀环境中，厂商更多的是自身吸收汇率变化对成本的冲击以维持或扩大市场份额，所以汇率传递效应也在不断减小，甚至低到001，即汇率波动1%，仅会使国内物价变动001%。进入2004年后，中国再次出现了通货膨胀的势头，当年的通胀率达到39%，汇率传递效应也随着上升，但是与上个世纪90年代中期的通胀率相比，此时尚属较为温和的通胀，同时央行适当紧缩银根，多次上调存款准备金率和利率，维持低通胀的货币政策的公信力逐渐增强，因此传递系数也未大幅上升，并且在进入2005年后再次进入下降通道。进入到2009年下半年，由于全球商品市场整体回暖，国内需求继续回升以及流动性持续宽裕，物价又进入了新一轮的持续上涨区间，通胀预期也逐渐显现，2010年的通胀率也达到了33%，汇率传递系数又出现了上升的趋势。总的来说，人民币汇率的传递效应与国内通胀环境有着紧密的联系，在国内处于高通胀时期时汇率传递程度较大，而在低通胀环境中汇率对国内物价的影响很小。

为了进一步验证通胀环境与汇率传递之间的联系，同时考察其他宏观经济变量对汇率传递的影响，建立下面的计量模型：

erptt=a0+a1inft+a2infvt+a3nevt+a4opent+μt

（21）

其中，erptt表示汇率传递弹性系数，数据来自前面的滚动回归结果，共121个观察值。inft和infvt用来代表通货膨胀环境，inft表示平均通胀率，在这里用CPI环比增速数据表示；infvt表示平均通胀率的方差；nevt表示人民币名义有效汇率的方差；opent表示经济开放度，一般用进口额与国内生产总值（GDP）的比率来表示，鉴于数据的可得性，在这里用进口额/工业增加值作为替代变量。原始数据均来自中经数据库。对所有序列进行H-P滤波得到长期趋势因素，经检验均为平稳时间序列。上述模型中的被解释变量序列erptt受到滚动回归估计误差的制约，解决这个问题的一个途径是对计量模型（21）进行加权最小二乘估计（Weighted Least Squares,WLS），权重为前面汇率传递估计的标准误差的倒数，这样就可以给更多噪声的估计以更小的权重。回归结果见表3：

实证结果表明，汇率传递效应与通货膨胀率、通胀率方差存在显著的正向关系，与名义有效汇率方差呈显著的负相关性，与经济开放度之间则不存在显著性关系。其中，平均通胀率和通胀率的波动性对汇率传递有着更大的影响，这就进一步验证了通胀环境对人民币汇率传递有着重要影响的结论，在低且稳定的通胀环境中，通胀率维持在低位水平，同时较小的方差意味着通胀较为稳定，不会出现大的波动，厂商出于长期最优化的考虑，更倾向于通过自身来吸收因汇率变动造成产品成本的变动，而非改变产品价格，汇率传递效应从而相对更低；在高通胀环境中，一方面高通胀率会导致成本变动十分迅速，再加上通胀的易波动性，厂商对未来的成本不确定，在这种情况下，及时根据因汇率波动导致的成本变动改变产品定价才是最优决策，在这种情况下，价格调整迅速且频繁，汇率对物价的影响也就更大。

在上述回归中，汇率的波动性与汇率传递系数之间存在负相关性，但是相关系数很小。本文认为，由于中国实行的是有管理的浮动汇率制度，不论是名义汇率还是有效汇率，波动幅度均比较小。一方面并未引起厂商的进入或退出，因而对汇率传递的影响较小；另一方面，面对这种小幅度的汇率波动，厂商也更乐意通过调整利润份额而非价格来吸收汇率变动的影响。

四、结论及启示

本文以1995年1月至2010年12月的月度数据分析了有效汇率对国内物价水平的传递效应。研究表明，在样本考察期内，人民币名义有效汇率对国内物价水平的传递是不完全的，且存在时滞，汇率对物价的影响在短期内可以忽略不计，长期传递系数也较小；虽然人民币汇率传递效应有升有降，但从总体上看，传递程度呈下降趋势；人民币名义汇率波动程度较小，对物价的影响程度也较低；最后一点，也是全文的核心，通胀环境对汇率传递起着十分重要的作用，低通胀环境对应着低汇率传递效应，高通胀环境下一般有着较高的汇率传递系数。

从上述结论可以看出，通过汇率调整来稳定国内物价水平的作用是十分有限的。事实上，从2005年7月汇改到2010年底，人民币开始进入持续升值通道，名义有效汇率累计升值幅度达到127%，但是国内在2008年后又出现了通胀的势头，一方面是由于人民币强烈的升值预期不断推高国内物价水平；另一方面，汇率传递效应却不断下降，从2005年7月的0274到2010年12月的0183，其对物价的紧缩效应已被升值预期对物价的扩张效应所抵消。因此，要谨慎对待通过人民币升值来降低国内通胀率的决定。同时，考虑到汇率波动幅度对汇率传递的影响，我们要坚持稳步推进人民币汇率形成机制的改革，切不可让人民币迅速、大幅度升值，这样将势必对国内物价产生较大的冲击，不利于经济持续平稳较快的发展。最后，鉴于通胀环境的重要作用，国内的货币政策可以更多地考虑稳定国内物价水平，将通货膨胀作为货币政策的目标，并通过积极、富有成效的措施来保证货币政策的公信力，这对稳定国内物价水平有着十分重要的意义。

注 释： ①数据由中经网原始数据计算得出。

主要参考文献：

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［12］Bergin,P.,Feenstra,R.Pricing-to-market,staggered contracts,and real exchange rate persistence［J］.Journal of International Economics,2001,54(2).

The Difficulty of Curbing Inflation through RMB Appreciation

Tao Shigui１ Wang Wei２

Abstract: The paper empirically studies the effect of RMB exchange rate fluctuations on CPI based on monthly data from 1995 to 2010, and the conclusions are as follows: the inflationary environment plays an important role in exchange rate pass-through, lower and more stable inflationary environment means lower exchange rate pass-through; higher and volatile inflationary environment usually leads to higher exchange rate pass-through. With the trend of lower exchange rate pass-through, it should be handled cautiously that whether we can sacrifice the appreciation of RMB to get the rate of inflation down.

Key words: Exchange Rate Pass-through; Inflationary Environment; Rolling Regression

［中图分类号］F830 92 ［文献标识码］A ［文章编号］1000-8306(2011)10-0011-11