人民币汇率变动对我国物价水平的影响研究四稿.doc

上海师范大学本科毕业论文(设计)诚信声明 本人郑重声明：所呈交的毕业论文(设计)，题目人民币汇率变动对我国物价水平的影响研究是本人在指导教师的指导下，进行研究工作所取得的成果。对本文的研究做出重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式注明。除此之外，本论文(设计)不包含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成果。本人完全意识到本声明应承担的法律责任。 作者签名：日 期：2014年 3月 25 日 3、人民币汇率变动对我国物价水平影响的实证分析 3.1 数据来源随着人民币汇率形成机制的改革，多项推动人民币汇率市场的政策出台，使得我国人民币汇率市场化程度日益加深。本文在研究人民币汇率变动对我国物价水平的影响时，搜集从1995年1月至2012年12月的月度数据，数据主要来自从中宏数据库、中国对外贸易指数、CEIC数据库和国家统计局网站，数据的时间跨度大，数据较为详细，并开展实证分析 3.2 描述性统计分析本文根据中国对外贸易指数和CEIC数据库处理了从1995年至2010年我国物价水平进行描述，图1反映的是名义物价水平。为了体现物价水平，本文主要选取常用的居民消费价格指数CPI为分析对象，如下所示：图1中国1995年至2012年月度居民消费价格指数 数据来源：中宏数据库 从图1观察我国居民消费价格指数，其余进口价格指数现在形态上比较类似，也大致可分为三个阶段。第一阶段时间跨度较长，从1995年的1月直至2008年1月，期间又可划分为多个期限较短的小幅波动区间，即从1995年1月至1998年1月的波动下降，从110附近下降至95附近；从1998年1月起至2001年1月呈现倒U形的先升后降的变动状态；从2001年1月至2004年1月的不断上升趋势，从大约95附近增加至120附近。第二个大区间从2008年1月至2011年1月，我国进口价格指数呈现W形态，变动趋势较为复杂，此阶段正处金融危机时段，进口价格指数可能受经济危机影响，但也不排除数据处理过程中产生的错误。第三大阶段主要从2011年1月至2012年年底，呈现先下降后上升的趋势，也反映了今年来经济形势的变化态势。为了后文的分析需要，本文搜集了1995年至2010年月度名义汇率，制成图2所示。图2中国1995年至2012年月度名义汇率数据来源：国家外管局、中宏数据库从图2观察，中国的名义汇率基本呈波动平衡的态势，近年来有所下降，美国施行量化宽松政策，导致美元在全球泛滥，外汇市场中大量美元追逐人民币，推动人民币名义汇率下跌。1995年至2012年月度数据基本可划分为2个阶段，第一个阶段从1995年1月直至2007年1月，人民币名义汇率基本呈现稳定趋势，这与国家宏观调控相关，主要为了保障出口，防止人民币升值损害到我国的出口企业。第二阶段从2010年1月至2012年12月，人民币汇率下降幅度较大，曲线呈现出明显的下降趋势，这与美国的量化宽松政策具有直接的关系，也与我国保持中性稳健的货币政策相关。本文为了分析汇率对我国物价水平的影响，需要对有效汇率进行描述性分析，现在将其整理如下图3所示。图3中国1995年至2012年月度有效汇率图3显示的是1995年至2012年我国阅读有效汇率情况，在图2 数据的基础上剔除物价水平因素。观察图3有效汇率曲线要比名义汇率曲线波动幅度更为明显。但大体上也呈现出2阶段的水平特征。第1阶段大致从1995年1月至2008年1月，有效汇率基本呈现平稳水平，只不过波动稍显剧烈，但2008年1月至2010年1月，有效汇率出现大幅度波动，不排除数据处理中出现的问题。第二阶段大致从2010年1月至2012年12月，有效汇率出现大幅度下降，主要受名义汇率下降所致。由上述分析可知，月度有效汇率与名义汇率间同时表现出两阶段特征。为了更好的开展后续研究工作，本文选取名义汇率来解释对我国物价水平产生的影响。为了直观反映2者之间的关系，作出图4。图4 月度名义汇率与月度居民消费指数关系图从图4中可知，名义汇率与CPI月度数据形态基本保持一致，只是在短期时间内有不是很明显的波动差异，图形反映出CPI与名义汇率之间呈现出较为相似波动关系，只是在2011年后二者波动方向呈现相反趋势，其余时间内二者几乎保持一致。本文后续研究将分成2个阶段来开展，即汇率改革前与汇率改革后，汇率改革时间窗口为2005年1月。4、人民币汇率变动对我国物价水平影响的实证分析 实证分析选取1995年-2012年的月度数据作为实证的样本数据。4.1 实证模型建立鉴于本文的研究目的，本文采用计量分析的方法。以国内物价水平为被解释变量，人民币名义有效汇率指数解释变量，建立一元线性回归模型。本文以下述方程来解释国内物价水平：为了降低异方差，本文采用对数模型，具体模型设定为：其中，代表价格指数的对数，作为模型的被解释变量；指的代表名义汇率，设定为模型的解释变量，、与分别代表模型的参数与残差项。4.2 模型参数检验本文要解决的就是验证上述解释变量的平稳性和是否存在协整关系，做出计量方程的参数估计值。由于2005年1月，我国进行了汇率重大的汇率改革，以下内容主要检验汇率改革之前的情况，即从1995年1月至2004年12月。4.2.1 变量的描述性统计分析在做具体的检验之前，先进行数据的描述性分析，以大致反映出数据的统计性质。如表1。表1 名义汇率与居民消费价格指数描述性统计分析1995年1月-2004年12月2005年1月-2012年12月名义汇率居民消费价格指数均值106.7218104.8448标准差8.9433095.215087偏度-0.150210.254712Max、min峰度122.39、85.27115.85、95.42.226271.935354均值99.92469105.0021标准差16.1326411.26627偏度-0.32643-0.68467Max、min125.45、65.48122.7、79.6峰度1.7542232.854711从表1看出，1995年1月-2004年12月名义汇率的标准差要比居民消费价格指数大，说明名义汇率波动幅度相对较大。从Jarque-Bera统计值判断出居民消费价格指数基本服从正太分布。2005年1月-2012年12月，名义汇率的标准差要比居民消费价格指数大，说明名义汇率波动幅度相对较大。从Jarque-Bera统计值判断出2者都呈正态分布。原因可能是汇率受到国际市场影响较大，而物价水平基本受国内影响较大，影响因素相对易被控制，波动幅度较小。4.2.2 单位根检验单位根检验较为常见的有：PP检验和ADF检验，本文使用了ADF检验。在做ADF检测时，数据产生阶段的模式(有无带常数项)和推测模型的模式都会对检验成果有影响。为保险起见，可先采取最常规的数据产生经过和预测模型。各经济变量的单位根检验表如表1所示。表1 各变量单位根检验结果表（1995年1月-2004年12月）变量名称检验类型T统计量临界值(1%)临界值(5%)临界值(10%)结论lnCPI(0，0，1)1.57-3.03-2.57-1.95不平稳lnE(0，0，2)3.981.681.982.32不平稳D(lnCPI)(0，0，1)-3.78-3.53-2.86-2.18平稳D(lnE)(0，0，2)1.061.351.692.53平稳说明：检验类型括号中的数字或字母分别表示是否带有截距项、趋势项及滞后阶数。带有截距向、趋势项分别用字母c、t表示。表2 各变量单位根检验结果表（2005年1月-2012年12月）变量名称检验类型T统计量临界值(1%)临界值(5%)临界值(10%)结论lnCPI(0，0，1)1.69-2.53-2.17-1.78不平稳lnE(0，0，2)2.671.531.741.98不平稳D(lnCPI)(0，0，1)-2.96-2.83-2.36-1.78平稳D(lnE)(0，0，2)1.241.361.692.13平稳观察表1和表2可知，根据ADF单位根检验结果表明，在1%和5%的水平值上，1995年1月-2004年12月居民消费指数和人民币名义汇率是不平稳的，同样，2005年1月-2012年12月居民消费指数和人民币名义汇率也是不平稳。分别进行一次差分后，在1%的显著性水平下，1995年1月-2004年12月与2005年1月-2012年12月居民消费指数和人民币名义汇率都是平稳的。对此，我们可对居民消费指数、人民币有效汇率和人民币名义汇率进行协整检验，确定三者之间是否存在协整关系，即为了验证三者之间是否存在短期稳定关系。4.2.3 协整检验对变量之间的协整关系检验，主要有EG两步法和Johansen检验。本文采用EG两步法进行协整检验。第一步，采用名义汇率水平作为解释变量，选定居民消费价格指数作为被解释变量建立回归方程。1995年1月-2004年12月数据作出的回归方程：lnCPI =0.3586*lnE +eR2=0.8591；DW=2.6354第二步，回归方程基于回归残差的协整检验，残差检验结果如表2所示。表3 回归方程基于回归残差的协整检验结果变量名称检验类型ADF统计量临界值(1%)临界值(5%)临界值(10%)概率值(P值)RESID_ lnCPI(0，0，1)-10.56-7.69-6.62-5.260.0002根据表3回归方程基于回归残差的协整检验结果表明，在1%的显著性水平下，回归方程的残差检测可直接拒绝原假设，接受备择假设，也就是残差是不存在单位根，残差序列是平稳的，回归方程变量之间存在协整关系，即存在稳定长期关系。为了避免时间序列数据可能产生的序列相关性，本文对回归方程做了相关性检验。DW统计量显示，回归方程没有一阶序列相关。从经验判断，当回归方程不存在低级自相关，也不太可能存在高阶自相关状况。表3显示回归方程的序列相关性检验结果表3 回归方程的序列相关性检验结果所检验方程F-statisticProbabilityObs*R-squaredProbabilityEQ_LNPt8.2637850.2655986.2647350.398724根据表3回归方程的序列相关性检验结果表明，在5%的显著性水平下接受原假设，即回归方程的残差序列不存在序列相关性情形。从上述分析，我们可以得出以下结论：人民币名义汇率和居民消费价格指数之间存在协整关系，也即存在稳定的长期关系，且协整方程的残差不存在自相关现象。同样，对2005年1月-2012年12月数据进行检验后，同样得到：人民币名义汇率和居民消费价格指数之间存在协整关系，也即存在稳定的长期关系，且协整方程的残差不存在自相关现象。这为我们进行脉冲相应分析提供了基础。4.2.4 脉冲响应分析脉冲响应函数刻画的是在误差项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所产生的影响，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应。本文分别给相关变量一个标准差的冲击，使用蒙特卡洛方法模拟1000次后可得到响应标准差，以作为冲击单位来分析名义汇率与实际汇率对我国物价水平产生的影响，图形中间的实线为脉冲响应函数，两条虚线为正负两倍标准差的置信带。 图1 lnE变化对lnCPI形成的冲击(截止2004.12) 图2 lnE变化对lnCPI形成的冲击(截止2012.12)观察图1可知（1995年1月-2004年12月），当给物价水平一个标准差的正向冲击，脉冲响应曲线在前4期先下降上升，在第五期逐渐平稳。观察图2可知（2005年1月-2012年12月），当在名义汇率上给物价水平一个标准差的正向冲击，脉冲响应曲线快速上升，在第2期有快速下降，在第6期跨越0轴，数值由正变负。4.2.4 模型结果与政策建议（1）模型结果分析从上文的单位根检验、协整检验等检验结果可得出，名义汇率与物价水平间存在较为稳定的长期关系，当名义汇率变动时，在汇改之前，物价水平基本呈现平衡态势；而汇改之后，物价水平先快速上升后快速下降，反映出在汇改前，名义汇率对我国物价水平的影响相对微弱；而在汇改后，名义汇率对物价水平变动水平的影响较为显著。笔者认为，汇改之前，国家对外汇市场的干预较为频繁。此时，人民币官方汇率和外汇调剂价格并轨，以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制建立的时间不长，外汇市场还未真正发现人民币汇率水平。加以国家干预较为频繁，使得汇率波动对我国物价水平影响意义不大；而汇率改革后，人民币汇率不再盯住单一美元，而是选择若干种主要货币组成一个货币篮子，同时参考一篮子货币计算人民币多边汇率指数的变化。实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。国家对外汇市场的干预相对较少，汇率变动对物价水平的影响较为显著。（2）政策建议首先要实行富有弹性的汇率制度。人民币汇率对国内物价的影响还是较为显著的，因而灵活且富有弹性的人民币汇率形成机制有利于促进我国更加全面地适应国际贸易、投资及政治经济形势的发展。我国应该深化外汇体制改革，完善人民币汇率形成机制，实行富有弹性的稳定的汇率制度。深化外汇体制改革，完善人民币汇率形成机制，要以汇率水平的稳定为前提，平衡国际收支，使经济在逐步开放的进程中内外协调和均衡发展。鉴于我国现阶段经济的市场化程度不高、金融深化的程度仍待改进等情况，逐步深化汇率形成机制改革，充分发挥央行的滤波器作用，建立人民币汇率目标区，将追求汇率点值的稳定性扩大成为追求汇率区间值的稳定性，同时，在逐步实现资本项目可兑换的过程中，稳步推进人民币的国际化进程，增强人民币抗风险的能力，使人民币汇率逐渐向完全自由的浮动汇率制度靠拢，从而实现真正意义上的以市场供求为基础的有管理的浮动汇率制度。其次，要合理控制货币供应。自2008年国际金融危机爆发央行实行适度宽松货币政策以来，下调存款准备金率和存贷款基准利率、取消商业银行信贷规划约束、扩大了企业直接债务融资规模等一系列措施，确保了经济增长和稳定市场信心，将经济危机对我国的影响降到最低，保证了我国经济的增长。但宽松的货币政策，使得货币流动性大幅增强，国内价格尤其是资产(特别房地产)价格快速上升。虽然积极的货币政策是应对危机的有效方法，但实施宽松的货币政策时应保持谨慎，适当控制信贷扩张的规模和速度，防止流动性过剩使国内物价产生通货膨胀的压力。为稳定国内物价，我国应增强货币政策独立性，逐渐减少货币当局为维持人民币汇率稳定而对外汇市场不必要的干预义务，更多的采用间接调控方式来维护人民币汇率稳定，只有在外汇市场供求关系发生短期、严重失衡时，货币当局才入市进行干预。同时，建立健全监控货币供应量的措施和体系，通过存款准备金、再贴现率和公幵市场操作使外汇和基础货币的投放达到平衡，防止流动性过剩而引起的物价上涨。参 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