人民币汇率与国际石油价格协整分析

人民币汇率与国际石油价格协整分析楠 1张晓峒 2王( 1 吉林大学 商学院 ,吉林 长春 130012; 2 南开大学 国际经济研究所 ,天津 300071 )摘 要 自我国汇率制度改革实施以来 ,人民币汇率的走势受到国内外的广泛关注 ,而同一时期的另一热点问题是国际石油价格的剧烈波动 。从理论角度分析 ,这两个经济变量并不是相互独立的 ,国际石油价格对人 民币汇率的影响主要是通过国际收支渠道和国内经济渠道 ,国际石油价格变动将引起人民币汇率反方向变 动 ;而人民币汇率对国际石油价格的影响主要是通过国际石油贸易途径 ,但影响并不显著 。运用 ECM 模型对 人民币汇率和国际石油价格数据进行实证分析 ,得到两者之间的一个长期均衡关系 ,而通过因果关系检验 ,证 明人民币汇率和国际石油价格之间存在的是单向因果关系 ,国际石油价格变动将引起人民币汇率的同方向 变动 ,与理论分析结论相反 ;而人民币汇率对国际石油价格的影响不显著 ,与理论分析结论一致 。关键词 人民币汇率 ;国际石油价格 ;协整检验 ;因果关系检验 ; VAR 模型 ; ECM 模型中图分类号 F114收稿日期 2008 - 04 - 21文献标识码 A文章编号 1003 - 7411 ( 2009 ) 02 - 0009 - ( 07 )基金项目 国家自然科学基金项目 ( 70571039 )作者简介 王 楠 ( 1980 - ) ,女 ,吉林长春人 ,吉林大学商学院博士研究生 。张晓峒 ( 1949 - ) ,男 ,天津人 ,南开大学国际经济研究所教授 ,博士生导师 。2005 年 7月 21日 ,中国人民银行关于完善人民币汇率形成机制改革的公告 的发布 , 标 志 着人民币汇率制度改革的开始 ,人民币汇率从此 不再单一盯住美元 ,而是“实行以市场为基础 、参 考一 篮 子 货 币 进 行 调 节 、有 管 理 的 浮 动 汇 率 制 度 ”。自汇率制度改革实施以 来 , 人 民币 汇率 的 走势 ,受到了国内国际社会的广泛关注 ,同一时期 的另一热点问题就是国际石油价格的剧烈波动 , 这两个经济变量之间究竟存在怎样的关系是本文 研究的重点 。目前 ,我国已有学者对这两个经济变量之间 的关系展开了研究 。郭智 ( 2007 ) 从理论和实 践的角度分析原油价格上涨对人民币汇率的影响 ,认为原油价格主要通过国际收支和国内经济两方 面影响汇率 ,但不能确定原油价格上涨使汇率上 升还是下降 。吴丽华和傅春 ( 2007 ) 就石油 价格 和汇率的相互影响进行论述 ,认为石油价格上涨 对人民币汇率的不利影响在逐年增大 ,而人民币 升值对石油价格的影响是微弱的 。本文在理论分 析的基础上 ,对人民币汇率和国际石油价格两个 变量之间的关系进行了实证检验 ,证明在本文选 取的数据区间 ,两者之间确实存在长期的均衡关 系 ,国际石油价格的上涨或下跌 ,将引起人民币汇 率的同向变动 。 9 东北亚论坛2009年第 2期而吴丽华和傅春 ( 2007 ) 把国内经济渠道又细分为相对通货膨胀渠道和相对经济增长渠道 ,并另 外增加了预期渠道 。我们按照郭智的观点 ,从国 际收支和国内经济两方面来分析国际石油价格波 动对人民币汇率的影响 ,这里主要分析了石油价 格上涨的情况 ,反之亦然 。国际收支渠道 : 国际收支会通过影响外汇市 场的供求 ,进而影响一国货币汇率的变动 。一般 来说 ,若国际收支出现顺差 ,说明外汇市场供过于 求 ,此时外币贬值 ,本币升值 ; 而国际收支出现逆 差 ,说明外汇市场供不应求 ,此时外币升值 ,本币 贬值 。目前 ,我国已成为仅次于美国 、日本的世界 第三大石油进口国 ,我国的石油进口总量由 2006 年的 1. 45亿吨上升到 2007年的 2. 03 亿吨 ,增幅 达 40 % ,同期国际石油价格的涨幅为 22. 8 % ,按 照 2006年的平均价格计 算 , 2007 年 我 国进 口石 油多支付了近 200 亿美元 。因此 ,仅从我国石油 贸易 来 看 , 国 际 石 油 价 格 的 上 涨 使 我 国 对 外 汇 (主要是美元 ) 的需求增加 , 会引起外汇升值 , 人 民币贬值 。国内经济渠道 : 石油是一种重要的能源和化 工业原料 ,被称为工业的血液 ,其作用是不可替代 的 ,所以石油的需求弹性很小 ,即石油价格的上涨 导致石油需求的下降幅度有限 ,石油价格的持续 上涨对国民经济的影响是非常广泛的 。油价上涨 必然引起如石油加工业 、化纤塑料制造业 、汽车行 业和航空运输业的原料和燃料成本增加 ,推动工 业品出厂价格指数 ( PP I)的上涨 。而上游工业品 价格上涨会通过产业链条向下游消费品延伸 ,形 成“成本推动 ”的价格上涨 ,引起居民消费品价格 指数 ( CP I) 的 上 涨 , 从 而 引 起 全 面 的 通 货 膨 胀 。 通货膨胀是影响汇率的主要因素 ,因为汇率从根 本上是表示两国货币所代表的价值量的比 ,通货 膨胀时一国货币所代表的价值量减少 ,本币贬值 。 此次国际石油价格的大幅上涨 ,就加剧了我国通 货膨胀的压力 。但这里所说的通货膨胀是指相对 通货膨胀 、国际石油价格的上涨会导致所有石油 进口国的通胀压力增加 ,但由于各国的石油进口 依存度和国内的能源消费结构等情况不同 ,所以 各国所承受的通胀压力也不相同 ,只有当一国的一 、理论分析1. 人民币汇率升值和国际石油价格波动的原因 汇率制度改革之前 ,中国一直承受来自国际 上的要求人民币升值的压力 。但实行“有管理的 浮动汇率制度 ”, 允许人民币升值并不是 迫于 国 际压力的无奈之举 ,而是我国在当时的经济环境 下做出的正确选择 ,其主要原因在于 : 一方面 ,我 国经济的持续增长使得人民币购买力不断上升 , 因此人民币的升值符合我国经济发展的需要 ,这 是人民币升值的根本原因 ;另一方面 ,从外汇市场 的供求关系来看 ,由于我国的对外贸易顺差呈逐 年扩大的趋势 ,外汇储备增长迅速 , 2006 年 10 月 首次突破万亿美元大关 ,至 2008 年 7 月 ,我国外 汇储备达 18 451. 64 亿美元 , 这导致了外汇供过 于求 ,本币汇率必然相应上升 。汇率制度的改革 使得人民币汇率国际化 、市场化的进程加快 ,人民 币汇率的变动会通过国际石油贸易对国际石油价格产生影响 。近年来 ,强劲的世界经济增长驱动能源消费 的增长 ,而石油剩余探明储量和产量的增长缓慢 , 甚至出现下降 , 2006、2007 两年 ,世界石油探明储 量连续减少 , 2007年世界石油产量也出现 5 年来 的首次下降 ,这种供需失衡是推动国际石油价格 上涨的根本原因 ;另外 ,如投机 、地缘政治 、气候等 不确定 因 素 也 对 油 价 产 生 很 大 影 响 , 因 此 , 至2008年 7 月国际石油价格始终呈现持续大幅上 涨并伴随剧烈振荡的走势 。 2007 年 ,美国爆发了 次贷危机 ,许多著名金融机构遭受重创 ,并进一步 向国际资本市场蔓延 ,引发了世界经济下滑 ,由经 济增长驱动的能源消费增长难以支撑 ,国际石油 价格暴跌 。中国自 1993 年首次成为石油净进口 国之后 ,石油的进口依存度不断提高 ,从 1995 年 的 7. 6 %上升至 2007 年的 50 % 。正是由于对进 口石油资源的高度依赖 ,国际石油价格的波动将 对我国经济的方方面面产生巨大影响 ,进而影响 人民币汇率 。21 国际石油价格对人民币汇率的影响按照郭智 ( 2007 )的观点 ,石油价格对汇率的 影响主要是通过国际收支和国内经济两个渠道 , 10 王楠张晓峒 :人民币汇率与国际石油价格协整分析币汇率在 2006 年 5月 15 日首次“破 8 ”(对应图 1的 12. 5 ) 后 , 在 8 左右小幅振荡 , 并 于 2006 年 7月 19日最后“冲 8 ”; 2006 年 7月 20 日至 2008年7月 15日为加速升值阶段 ,并在 2008 年 4 月 10 日首次冲破 7 的 大 关 , 此 后 保 持 强 劲 升 势 ; 2008 年 7月 16 日至 2008 年 10 月 31 日 ,人民币汇率 升值趋势减缓 ,甚至出现小幅回落 。通货膨胀率高于另一国 ,该国的货币相对另一国才会贬值 。以美国和中国为例 , 2007 年中国的石 油进口依存度为 50 % ,而美国为 63. 9 % ,中国的 能源消费还是以煤炭为主 ,石油在一次能源消费 中所占的比例远小于美国 ,因此国际石油价格上 涨对中国形成的通胀压力要小于美国 ,表现在汇 率上就是人民币升值而美元贬值 。31人民币汇率对国际石油价格的影响人民币汇率对国际石油价格的影响主要体现 在通过国际石油贸易影响石油价格 。一国的货币 升值 ,表明该货币在国际市场上的购买力增强 ,对 商品需求的增加会导致商品价格的上涨 。人民币 的升值确实会增强我国对进口石油的购买力 ,但 石油的需求弹性很小 ,并不会由于人民币的升值 导致石油需求激增 ;另外 ,中国石油的进口份额比较小 ,中国石油进口量占世界石油贸易总量的比 重仅为 7. 5 % ,因此 ,人民币汇率升值通过国际石 油贸易对国际石油价格产生的影响还很有限 。二 、实证分析11 数据说明本文选取了人民币汇率 ( RA TE )和北美西德 克萨斯原 油现 货 价格 (W T I) 两 个 变 量 。由 于 从2005年 7 月 21 日起开始实行浮动汇率制度 , 因 此选择 2005 年 7 月 21 日至 2008 年 10 月 31 日 的美元兑人民币汇率日中间价 (五天制 ) 代表人民币汇率 ,节假日的缺失数据用临近数据的均值 代替 ,共 857 个数据 。为了表现人民币升值的趋 势 ,对原始数据 (人民币元 /1 美元 ) 进行了处理 , 用美元为人民币标价 , 单位为美 元 /100 人 民 币 。 数据 来 源 于 中 国 人 民 银 行 网 站 , www. p bc. gov. cn。本文用西德克萨斯原油现货价格 (W T I)代表 国际石油价格水平 ,单位为美元 /桶 。数据区间与 人民币汇 率 ( RA TE ) 一 致 , 共 857 个数 据 。数 据 来自美国能源部 信息 署 网站 , www. e ia. doe. gov。变量 RA TE和 W T I的时间序列图见图 1。自 2005 年 7月 21日实行人民币汇率制度改 革以来 ,人民币累计升值幅度已达 20 % , 其升值 过程大致可以分为三个阶段 : 2005 年 7 月 21 日 至 2006年 7 月 19 日为平稳升值阶段 ,其中人民图 1RA TE和 W T I的时间序列图根据本文选取的数据区间 ,也可以把国际石油价格的波动分为三个阶段 : 2005 年 7 月至 2006年 8 月 为 油 价 高 位 振 荡 运 行 阶 段 , 国 际 油 价 在2005年 7月末突破 60 大关 ,并在 2006 年 8 月初 创下 77的历史新高 ,这主要是由于世界经济的复 苏带动了国际市场原油需求增长 。从 2006 年 9 月起 ,油价进入高速上涨阶段 ,这一阶段的特点是 先降后升 ,由于中东政治局势缓和 ,飓风未产生破 坏性影响 ,致使油价出现了一个大幅回调的过程 ,2007年 1月中旬 ,油价跌至 50。 2007年 2 月油价 开始巨幅攀升 ,在 2007年 7月末恢复到此前的最 高价位 77后 ,并未止住上涨势头 , 9 月突破 80 关 口 ,此后屡创新高 ,先后突破 100、120、140 的整数 大关 ,并在 2008 年 7 月 14 日 ,创下了 145. 16 的 历史最高价位 。从 2008年 7 月下旬开始 ,国际油 价出现巨幅回落 ,主要是由于美国的次贷危机引 发全球经济下滑导致对能源的需求锐减 。为消除可能存在的异方差 ,对以上数据取自 然对数 ,分别用 LNRA TE和 LNW T I表示 。本文中 11 东北亚论坛2009年第 2期从表 1 中可以看出 , 原序列 LNRA TE 和 LN 2W T I的 AD F 统计量均大于给定两个水平的临界 值 ,不能拒绝序列包含单位根的原假设 ,而一阶差 分序列 LNRA TE和 LNW T I的 AD F统计量均小于 给定两个水平的临界值 ,可以拒绝序列包含单位 根的原假设 ,所以 ,序列 LNRA TE 和 LNW T I都是 一阶单整的 ,分别记为 :LNRA TE I( 1 ) , LNW T I I( 1 ) 。的数据分析检验和模型参数估计均使用5. 0版本 。21 单整检验EV iew s由于研究两个变量之间的协整关系时 ,要求两个变量的单整阶数相同 ,因此 ,在对变量进行协 整分析前 ,要对变量进行单位根检验以确定其单 整阶数 。本 文 采 用 的 是 AD F ( A ugm en t D ikey - Fu lle r)检验方法 ,检验结果见表 1。表 1 AD F单位根检验结果注 : ( 1 )原假设是序列包含单位根 ,即序列非平稳 ; ( 2 ) P rob. 为接受原假设的概率 ; ( 3 )检验模型不含常数项和趋势项 。31协整检验因为 LNRA TE和 LNW T I都是一阶单整的 ,下 面可以进一步检 验两 个 变量 间是 否 存在 协整 关 系 ,这里应用 Johan sen协整检验 ,检验结果见表 2。从表 2 中可以看出 , 在 5 %显著水平拒绝了协整方程数为 0 的原假设 ,而未能拒绝协整方程数至多为 1个的原假设 ,因此 ,我们认为变量 LN 2RA TE和 LNW T I之间存在一个协整关系 ,即人民 币汇率和国际石油价格之间存在一个长期的均衡 关系 。表 2 Johan sen协整检验结果注 : ( 1 ) 3 表示在 5 %显著水平拒绝原假设 ; ( 2 )滞后阶数为 2。41 因果性检验检验两个变量之间是否存在因果关系 ,一个 普遍的方法是应用 Grange r因果性检验 。因果性 概念首先由 Grange r在 1969 年提出 ,其定义为 :如 果由 yt 和 xt 滞后值所决定的 yt 的条件分布与仅 由 yt 滞后值所决定的条件分布相同 ,即Grange r因果性检验 时 , 需 要判 断滞 后 阶数 k, 如果结论是拒绝了原假设 ,则检验结束 ; 而如果 k = i时未能拒绝原假设 , 则需要继续检验 k = i + 1 , 直至若干个相同结果 ,才能得出结论 。表 3 给出 了当 k = 2、4、6、8、10 时的 Grange r因果性检验结 果 ,结论是 , LNW T I是 LNLA TE 的 Grange r原 因 , 而 LNLA TE 不是 LNW T I的 Grange r原因 ,即国际 石油价格是影响人民币汇率变化的原因 ,而人民 币汇率不是影响国际石油价格变化的原因 。f ( yt yt - 1 ,) = f ( yt yt - 1 ,)(1), xt - 1 ,则称 xt对 yt 存在 Grange r非因果性 。应用 Grange r因果性检验方法 ,得到的检验结果见表 3。在进行表 3Grange r因果性检验结果 12 滞后期k = 2k = 4k = 6k = 8k = 10结论LNW T I doe s no t grange r cau se LNLA TE23. 0712. 288. 7726. 6215. 380拒绝 H0LNLA TE doe s no t grange r cau se LNW T I0. 5570. 5680. 4820. 5880. 419接受 H0特征值迹统计量5%临界值P rob.原假设协整方程数结论0. 06652. 3212. 320. 000None3拒绝 H00. 0021. 5774. 1300. 246A t mo st 1接受 H0时间序列AD F统计量1 %临界值5 %临界值P rob.结论LNRA TE6. 595- 2. 568- 1. 9411. 000接受 H0LNRA TE- 28. 76- 2. 568- 1. 9410. 000拒绝 H0LNW T I0. 179- 2. 568- 1. 9410. 738接受 H0LNW T I- 31. 15- 2. 568- 1. 9410. 000拒绝 H0王楠张晓峒 :人民币汇率与国际石油价格协整分析51向量自回归模型1980 年 , Sim s提 出 了 向 量 自 回 归 ( VAR ) 模 型 ,用模型中所有当期变量对所有变量的若干期 滞后变量进行回归 ,来估计联合内生变量的动态 关系 。VAR 模型不以严格的经济理论为依据 ,只 要相互有关系的变量就可以包含在 VAR 模型中 , 通过确定滞后阶数 k来反映变量间相互影响的绝 大部分 。对于滞后期的选择 , EV iew s 5. 0 给出了5 个评价标准 ,包括似然比统计量 (LR ) 、最终预测 误差 ( FPE) 、A ka ike信息准则 (A IC ) 、Schwa rz信息 准则 ( SC)和 Hannan - Q u inn 信息准则 ( HQ ) 。从 表 4中可以看出 ,依据给出的 5个评价标准 , 3个选 择了滞后期 k = 2,两个选择滞后期 k = 3,所以最终 建立 VAR (2)模型 。VAR ( 2 )模型的向量表示如式 ( 2 ) , VAR ( 2 )模型的估计结果见表 5。从表 5 中可以看出来 ,以 LNRA TE t和 LNW T It为 被 解 释 变 量 的 回 归 方 程的 DW 统计量分别为 2. 0230 和 2. 0059 ,说明误 差项不存在自相关 ; 可决系数 R2 分别为 0. 999 8 和 0. 992 5 ,说 明两 个回 归 方程 的拟 合 效果 都很 好 ;根据方括号中的 t统计量的值可以看出有些 参数无法通过显著性检验 ,但 VAR 模型的特点之 一是不对参数实施零约束 ,没有显著性的参数也 不需从模型中剔除 。Yt =1 Yt - 1 +2 Yt - 2+ Ut( 2 )11 i21 i12 iLNRA TEt,i =其中 , Yt =,22 iLNW T Itu1 ti = 1 , 2 , U t =。u2 t表 4 VAR 模型滞后期评价结果3注 : 表示依据该准则选择的滞后阶数 ,检验显著水平均为 5 % 。表 5VAR ( 2 )模型的估计结果注 :方括号内为对应回归参数的 t统计量的值 。61向量误差修正模型前面已经检 验 出变 量 LNRA TE 和 LNW T I之 间存在协整关系 , 因此 , 可以在 VAR 模型的基础 上 ,以协 整 关 系 为 约 束 条 件 建 立 向 量 误 差 修 正(V EC)模型 。对式 ( 2 )进行等价变换 ,两侧同减 同时加减 2 Yt - 1 ,得Yt - 1 ,右侧Yt -Yt - 1= 13 自变量 /因变量LNRA TEtLNW T ItLNRA TEt - 10. 9603 28. 71 0. 8200 0. 970 LNRA TEt - 20. 0391 1. 171 - 0. 8106 - 0. 960 LNW T It - 10. 0091 6. 719 0. 9331 27. 25 LNW T It - 2- 0. 0087 - 6. 408 0. 0613 1. 786 R20. 99980. 9925s. e.0. 00090. 0221logL4 807. 52 046. 3A IC- 11. 236- 4. 7774SC- 11. 214- 4. 7552DW2. 02302. 0059滞后期LRFPEA ICSCHQk = 110 1574. 0 10 - 10- 15. 96- 15. 93- 15. 95k = 247. 8933. 8 10 - 10- 16. 01- 15. 953- 15. 993k = 39. 4863. 8 10 - 10 3- 16. 013- 15. 93- 15. 88东北亚论坛2009年第 2期(1 +2 - I ) Yt - 1 - 2 (Yt - 1 -Yt - 2 )+ Ut果见表 6。按照式 ( 3 ) ,可以写出 V EC模型的估计结果LNRATEt = - 0. 0006 (LNRATEt - 1 - 0. 6727 LNWTIt - 1 )- 0. 0391 LNRATEt - 1 + 0. 0087 LNW TIt - 1( 4 )LNWTIt = - 0. 0009 (LNRATEt - 1 - 0. 6727 LNWTIt - 1 )+ 0. 8053LNRATEt - 1 - 0. 0644LNWTIt - 1( 5 )其中 ,变量 LNRA TE和 LNW T I之间的长期均令 Yt = Yt - Yt - 1 ,表 示 对 向 量 Yt 中 的 变 量 LN 2RA TE和 LNW T I分别取一阶差分后的向量 ,即 =1 +2 - I得到 式 ( 3 ) , 即 为 V EC 模 型 , 从 式( 2 )到式 ( 3 )的变换称为协整变换 。Yt = Yt - 1 - 2 Yt - 1 + U t( 3 )由前面的单整检验可知 , Yt I ( 1 ) , Yt I( 0 ) ,所以式 ( 3 )中的差分项都是平稳的 。而对于 Yt - 1项 ,由于变量 LNRA TE 和 LNW T I之间存在1( 6 )衡关系为 : LNRA TE = 0. 6727LNW T I协整关系 ,一定可以找到一个协整向量 =,2说明人民币汇率波动和国际石油价格波动正相关 ,国际石油价格每变动 1 % ,人民币汇率将同 方向变动 0. 67 % 。调整参数 分别 为 - 0. 0006 和- 0. 0009 ,均通过了显著性检验 ,说明变量虽然在 短期内可能偏离长期均衡 ,但系统会自动向均衡 水平调整 ,其调整速度分别为 0. 0006和 0. 0009。使得 Yt - 1 I( 0 ) ,若要保证 Yt - 1平稳 ,则必有 =。其中 ,中的元素称为长期参数或协整参数 , 代表变量之间的长期均衡关系 ,中的元素称为 短期参数或调整参数 ,代表对应误差修正项对差 分的被解释变量的调整速度 。V EC 模型的估计结表 6 V EC模型的估计结果起外汇贬值 、人民币升值 。另一方面 ,石油价格上涨 ,将推动国内总体物价水平上升 ,由于通货膨胀 压力增大 ,会导致人民币贬值 ; 而石油价格下跌 , 通货膨胀压力减小 , 会导致人民币升值 。理论分 析的结论是石油价格上涨导致人民币贬值 ,石油 价格下跌导致人民币升值 ,即国际石油价格与人 民币汇率反方向变动 。据实证分析结果 , 两者是 同向变动的 ,笔者认为可以这样解释 :从国际收支 方面来看 ,国际石油价格波动会导致我国外汇需 求变化 ,但我 国外 汇 储备 规模 巨 大 , 2007 年 底的 外汇储备余额为 1. 53万亿美元 ,同年的石油进口 总计 962亿美元 ,仅占外汇储备余额的 6. 29 % ,所 以国际石油价格波动通过国际收支渠道对人民币 汇率的影响并不显著 ;而从国内经济方面看 ,国际 石油价格的上涨或下跌会增加或减轻我国的通胀三 、结论本文在理论分析的基础上 ,应用 Johan sen 协 整检验证明了在所选取的数据区间内 ,人民币汇 率和国际石油价格之间确实存在一个均衡关系 , 进一步应用 Grange r因果性检验 ,证明了两者之间 存在单向因果关系 ,国际石油价格是人民币汇率 变动的 Grange r原因 ,而人民币汇率变动并不会对 国际石油价格造成显著影响 。根据 V EC 模型的 协整方 程 估 计 结 果 可 知 , 国 际 石 油 价 格 每 变 动1 % ,人民币汇率将同方向变动 0. 67 % 。 通过前面的理论分析我们知道 ,石油价格对人民币汇率的影响主要通过两个渠道 : 国际收支 和国内经济 。一方面 ,国际石油价格上涨 ,导致我 国的外汇支出增大 ,此时外汇需求增加 ,将引起外汇升值 、人民币贬值 ; 而国际石油价格下跌 ,将引 14 协整方程LNRA TEt - 1LNW T It - 1Co in tEq11. 0000- 0. 6727 - 58. 84 修正误差LNRA TEtLNW T ItCo in tEq1- 0. 0006 - 7. 201 - 0. 0009 0. 410 LNRA TEt - 1- 0. 0391 - 1. 172 0. 8053 0. 953 LNW T It - 10. 0087 6. 423 - 0. 0644 - 1. 881 王楠张晓峒 :人民币汇率与国际石油价格协整分析参考文献 : 1 张晓峒. 计量经济分析 M . 北京 :经济科学出版社 , 20001 2 张晓峒. EV iew s使用指南与案例 M . 北京 : 机械工业出版 社 , 2007. 3 郭智. 石油价格上涨对人民比汇率的影响分析 J . 中国集体 经济 , 2007 , ( 8 ) . 4 吴丽华 , 傅春. 石油价格于汇率的相关性研究 J . 福建金 融 , 2007 , ( 3 ) . 5 中国人民 银 行 关 于 完 善 人 民 币 汇 率 形 成 机 制 改 革 的 公 告 Z . 中国人民银行公告 2005 第 16 号 1 6 D ickey D A , Fu lle r W A. D istribu tion of the estim ato r fo r au to re2 gressive tim e se rie s w ith a un it roo t J . Jou rna l of the Am e rican Sta tistica l A ssoc ia tion, 1979 , ( 74 ) . 7 Engle R F, Grange r C W J. Co in tegra tion and e rro r co rrec tion:rep resen ta tion, e stim a tion, and te sting J . Econom e trica,1987 , ( 55 ) . 8 Grange r C W J. Investiga ting cau sa l rela tion s by econom e tric mode ls and c ro ss - sp ec tra l m e thod s J . Econom e trica, 1969 ,( 37 ) . 9 Johan sen S. E stim a tion and hypo thesis te sting of co in tegra tion vec to rs in Gau ssian vec to r au to regressive mode ls J . Econom e t2 rica, 1991 , ( 59 ) .责任编辑富燕妮 压力 ,但我国的相对通货膨胀率较低 。以美国为例 ,石油价格波动对美国的影响远大于我国 ,所以 美元的贬值或升值幅度都要超过人民币的变动幅 度 ,体现为人民币相对美元升值或贬值 。根据本文的实证分析结果还可以看到 ,人民 币汇率变 动 并不 会对 国际 石 油 价 格 产 生 显 著 影 响 。而根据前面的理论分析 , 一方面由于石油的 需求弹性很小 ,人民币的升值不会导致石油需求 激增引起油价上涨 ; 另一方面由于中国石油的进 口份额比较小 ,人民币汇率升值通过国际石油贸 易对国际石油价格产生的影响还很有限 。所以 , 理论分析的结论与实证分析的结论是一致的 。综上 ,在前一段国际石油价格大幅上涨的时 期内 ,国际石油价格上涨会推动人民币升值 ,我们 在防范油 价 上涨 对我 国经 济 产 生 不 利 影 响 的 同 时 ,也要警惕人民币过度升值的压力 ;而在近期国 际石油价格暴跌的时期内 ,人民币升值趋势减缓 , 我们要防范可能出现的由人民币贬值带来的不利 影响 。A Co - in tegra tion Ana lysison RM B Exchange Ra te and In terna tiona l O il Pr iceWAN G N an1 , ZHAN G X iao - tong2( 1 Schoo l of B u sine ss, J ilin U n ive rsity, Changchun J ilin 130012;2 In stitu te of In te rna tiona l Econom ic s, N anka i U n ive rsity, Tian jin 300071 , Ch ina)A b stra c t:A fte r the refo rm of exchange ra te regim e, the tendency of RMB exchange ra te a ttrac ts exten sive a t2 ten tion from in te rna l and in te rna tiona l soc ie ty. A nd ano the r ho tspo t top ic is the d ra stic fluc tua tion of in te rna2 tiona l o il p rice. The two econom ic va riab le s a re indep enden t from the standpo in t of theo re tica l ana lysis. In te r2 na tiona l o il p rice influence s RMB exchange ra te th rough in te rna tiona l ba lance of p aym en t and in te rna l econo2 m y, they fluc tua te in nega tive d irec tion. RMB exchange ra te influence s in te rna tiona l o il p rice th rough in te rna2 tiona l o il trade, bu t the influence is no t sign ifican t. App lying the ECM mode l to ana lyze the da ta of RMB ex2 change ra te and in te rna tiona l o il p rice, we ge t a long - te rm equ ilib rium re la tion be tween them. Then, we p rove tha t the re is un id irec tiona l cau sa l re la tion be tween the two va riab le s th rough cau sa l re la tion te st. The fluc tua tion of in te rna tiona l o il p rice w ill cau se the sam e d irec tion fluc tua tion of RMB exchange ra te, wh ich is aga in st the conc lu sion of theo re tica l ana lysis. A nd the influence of RMB exchange ra te to in te rna tiona l o il p rice is no t sign ifican t, wh ich is in keep ing w ith the conc lu sion of theo re tica l ana lysis.Key W ord s: RMB Exchange R a te; In te rna tiona l O il P rice; Co - in tegra tion Te st; Cau sa l R e la tion Te st; VARMode l; ECM Mode l 15