人民幣匯率變動對我國物價(jià)水平的影響研究四稿.doc

上海師范大學(xué)本科畢業(yè)論文(設(shè)計(jì))誠信聲明 本人鄭重聲明：所呈交的畢業(yè)論文(設(shè)計(jì))，題目人民幣匯率變動對我國物價(jià)水平的影響研究是本人在指導(dǎo)教師的指導(dǎo)下，進(jìn)行研究工作所取得的成果。對本文的研究做出重要貢獻(xiàn)的個(gè)人和集體，均已在文中以明確方式注明。除此之外，本論文(設(shè)計(jì))不包含任何其他個(gè)人或集體已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的作品成果。本人完全意識到本聲明應(yīng)承擔(dān)的法律責(zé)任。 作者簽名：日 期：2014年 3月 25 日 3、人民幣匯率變動對我國物價(jià)水平影響的實(shí)證分析 3.1 數(shù)據(jù)來源隨著人民幣匯率形成機(jī)制的改革，多項(xiàng)推動人民幣匯率市場的政策出臺，使得我國人民幣匯率市場化程度日益加深。本文在研究人民幣匯率變動對我國物價(jià)水平的影響時(shí)，搜集從1995年1月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來自從中宏數(shù)據(jù)庫、中國對外貿(mào)易指數(shù)、CEIC數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度大，數(shù)據(jù)較為詳細(xì)，并開展實(shí)證分析 3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析本文根據(jù)中國對外貿(mào)易指數(shù)和CEIC數(shù)據(jù)庫處理了從1995年至2010年我國物價(jià)水平進(jìn)行描述，圖1反映的是名義物價(jià)水平。為了體現(xiàn)物價(jià)水平，本文主要選取常用的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI為分析對象，如下所示：圖1中國1995年至2012年月度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 數(shù)據(jù)來源：中宏數(shù)據(jù)庫 從圖1觀察我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，其余進(jìn)口價(jià)格指數(shù)現(xiàn)在形態(tài)上比較類似，也大致可分為三個(gè)階段。第一階段時(shí)間跨度較長，從1995年的1月直至2008年1月，期間又可劃分為多個(gè)期限較短的小幅波動區(qū)間，即從1995年1月至1998年1月的波動下降，從110附近下降至95附近；從1998年1月起至2001年1月呈現(xiàn)倒U形的先升后降的變動狀態(tài)；從2001年1月至2004年1月的不斷上升趨勢，從大約95附近增加至120附近。第二個(gè)大區(qū)間從2008年1月至2011年1月，我國進(jìn)口價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)W形態(tài)，變動趨勢較為復(fù)雜，此階段正處金融危機(jī)時(shí)段，進(jìn)口價(jià)格指數(shù)可能受經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，但也不排除數(shù)據(jù)處理過程中產(chǎn)生的錯(cuò)誤。第三大階段主要從2011年1月至2012年年底，呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，也反映了今年來經(jīng)濟(jì)形勢的變化態(tài)勢。為了后文的分析需要，本文搜集了1995年至2010年月度名義匯率，制成圖2所示。圖2中國1995年至2012年月度名義匯率數(shù)據(jù)來源：國家外管局、中宏數(shù)據(jù)庫從圖2觀察，中國的名義匯率基本呈波動平衡的態(tài)勢，近年來有所下降，美國施行量化寬松政策，導(dǎo)致美元在全球泛濫，外匯市場中大量美元追逐人民幣，推動人民幣名義匯率下跌。1995年至2012年月度數(shù)據(jù)基本可劃分為2個(gè)階段，第一個(gè)階段從1995年1月直至2007年1月，人民幣名義匯率基本呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢，這與國家宏觀調(diào)控相關(guān)，主要為了保障出口，防止人民幣升值損害到我國的出口企業(yè)。第二階段從2010年1月至2012年12月，人民幣匯率下降幅度較大，曲線呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢，這與美國的量化寬松政策具有直接的關(guān)系，也與我國保持中性穩(wěn)健的貨幣政策相關(guān)。本文為了分析匯率對我國物價(jià)水平的影響，需要對有效匯率進(jìn)行描述性分析，現(xiàn)在將其整理如下圖3所示。圖3中國1995年至2012年月度有效匯率圖3顯示的是1995年至2012年我國閱讀有效匯率情況，在圖2 數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上剔除物價(jià)水平因素。觀察圖3有效匯率曲線要比名義匯率曲線波動幅度更為明顯。但大體上也呈現(xiàn)出2階段的水平特征。第1階段大致從1995年1月至2008年1月，有效匯率基本呈現(xiàn)平穩(wěn)水平，只不過波動稍顯劇烈，但2008年1月至2010年1月，有效匯率出現(xiàn)大幅度波動，不排除數(shù)據(jù)處理中出現(xiàn)的問題。第二階段大致從2010年1月至2012年12月，有效匯率出現(xiàn)大幅度下降，主要受名義匯率下降所致。由上述分析可知，月度有效匯率與名義匯率間同時(shí)表現(xiàn)出兩階段特征。為了更好的開展后續(xù)研究工作，本文選取名義匯率來解釋對我國物價(jià)水平產(chǎn)生的影響。為了直觀反映2者之間的關(guān)系，作出圖4。圖4 月度名義匯率與月度居民消費(fèi)指數(shù)關(guān)系圖從圖4中可知，名義匯率與CPI月度數(shù)據(jù)形態(tài)基本保持一致，只是在短期時(shí)間內(nèi)有不是很明顯的波動差異，圖形反映出CPI與名義匯率之間呈現(xiàn)出較為相似波動關(guān)系，只是在2011年后二者波動方向呈現(xiàn)相反趨勢，其余時(shí)間內(nèi)二者幾乎保持一致。本文后續(xù)研究將分成2個(gè)階段來開展，即匯率改革前與匯率改革后，匯率改革時(shí)間窗口為2005年1月。4、人民幣匯率變動對我國物價(jià)水平影響的實(shí)證分析 實(shí)證分析選取1995年-2012年的月度數(shù)據(jù)作為實(shí)證的樣本數(shù)據(jù)。4.1 實(shí)證模型建立鑒于本文的研究目的，本文采用計(jì)量分析的方法。以國內(nèi)物價(jià)水平為被解釋變量，人民幣名義有效匯率指數(shù)解釋變量，建立一元線性回歸模型。本文以下述方程來解釋國內(nèi)物價(jià)水平：為了降低異方差，本文采用對數(shù)模型，具體模型設(shè)定為：其中，代表價(jià)格指數(shù)的對數(shù)，作為模型的被解釋變量；指的代表名義匯率，設(shè)定為模型的解釋變量，、與分別代表模型的參數(shù)與殘差項(xiàng)。4.2 模型參數(shù)檢驗(yàn)本文要解決的就是驗(yàn)證上述解釋變量的平穩(wěn)性和是否存在協(xié)整關(guān)系，做出計(jì)量方程的參數(shù)估計(jì)值。由于2005年1月，我國進(jìn)行了匯率重大的匯率改革，以下內(nèi)容主要檢驗(yàn)匯率改革之前的情況，即從1995年1月至2004年12月。4.2.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析在做具體的檢驗(yàn)之前，先進(jìn)行數(shù)據(jù)的描述性分析，以大致反映出數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。如表1。表1 名義匯率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)分析1995年1月-2004年12月2005年1月-2012年12月名義匯率居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)均值106.7218104.8448標(biāo)準(zhǔn)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標(biāo)準(zhǔn)差16.1326411.26627偏度-0.32643-0.68467Max、min125.45、65.48122.7、79.6峰度1.7542232.854711從表1看出，1995年1月-2004年12月名義匯率的標(biāo)準(zhǔn)差要比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)大，說明名義匯率波動幅度相對較大。從Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)值判斷出居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)基本服從正太分布。2005年1月-2012年12月，名義匯率的標(biāo)準(zhǔn)差要比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)大，說明名義匯率波動幅度相對較大。從Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)值判斷出2者都呈正態(tài)分布。原因可能是匯率受到國際市場影響較大，而物價(jià)水平基本受國內(nèi)影響較大，影響因素相對易被控制，波動幅度較小。4.2.2 單位根檢驗(yàn)單位根檢驗(yàn)較為常見的有：PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)，本文使用了ADF檢驗(yàn)。在做ADF檢測時(shí)，數(shù)據(jù)產(chǎn)生階段的模式(有無帶常數(shù)項(xiàng))和推測模型的模式都會對檢驗(yàn)成果有影響。為保險(xiǎn)起見，可先采取最常規(guī)的數(shù)據(jù)產(chǎn)生經(jīng)過和預(yù)測模型。各經(jīng)濟(jì)變量的單位根檢驗(yàn)表如表1所示。表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果表（1995年1月-2004年12月）變量名稱檢驗(yàn)類型T統(tǒng)計(jì)量臨界值(1%)臨界值(5%)臨界值(10%)結(jié)論lnCPI(0，0，1)1.57-3.03-2.57-1.95不平穩(wěn)lnE(0，0，2)3.981.681.982.32不平穩(wěn)D(lnCPI)(0，0，1)-3.78-3.53-2.86-2.18平穩(wěn)D(lnE)(0，0，2)1.061.351.692.53平穩(wěn)說明：檢驗(yàn)類型括號中的數(shù)字或字母分別表示是否帶有截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)及滯后階數(shù)。帶有截距向、趨勢項(xiàng)分別用字母c、t表示。表2 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果表（2005年1月-2012年12月）變量名稱檢驗(yàn)類型T統(tǒng)計(jì)量臨界值(1%)臨界值(5%)臨界值(10%)結(jié)論lnCPI(0，0，1)1.69-2.53-2.17-1.78不平穩(wěn)lnE(0，0，2)2.671.531.741.98不平穩(wěn)D(lnCPI)(0，0，1)-2.96-2.83-2.36-1.78平穩(wěn)D(lnE)(0，0，2)1.241.361.692.13平穩(wěn)觀察表1和表2可知，根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%和5%的水平值上，1995年1月-2004年12月居民消費(fèi)指數(shù)和人民幣名義匯率是不平穩(wěn)的，同樣，2005年1月-2012年12月居民消費(fèi)指數(shù)和人民幣名義匯率也是不平穩(wěn)。分別進(jìn)行一次差分后，在1%的顯著性水平下，1995年1月-2004年12月與2005年1月-2012年12月居民消費(fèi)指數(shù)和人民幣名義匯率都是平穩(wěn)的。對此，我們可對居民消費(fèi)指數(shù)、人民幣有效匯率和人民幣名義匯率進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定三者之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即為了驗(yàn)證三者之間是否存在短期穩(wěn)定關(guān)系。4.2.3 協(xié)整檢驗(yàn)對變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，主要有EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一步，采用名義匯率水平作為解釋變量，選定居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為被解釋變量建立回歸方程。1995年1月-2004年12月數(shù)據(jù)作出的回歸方程：lnCPI =0.3586*lnE +eR2=0.8591；DW=2.6354第二步，回歸方程基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，殘差檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表3 回歸方程基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果變量名稱檢驗(yàn)類型ADF統(tǒng)計(jì)量臨界值(1%)臨界值(5%)臨界值(10%)概率值(P值)RESID_ lnCPI(0，0，1)-10.56-7.69-6.62-5.260.0002根據(jù)表3回歸方程基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，回歸方程的殘差檢測可直接拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，也就是殘差是不存在單位根，殘差序列是平穩(wěn)的，回歸方程變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在穩(wěn)定長期關(guān)系。為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生的序列相關(guān)性，本文對回歸方程做了相關(guān)性檢驗(yàn)。DW統(tǒng)計(jì)量顯示，回歸方程沒有一階序列相關(guān)。從經(jīng)驗(yàn)判斷，當(dāng)回歸方程不存在低級自相關(guān)，也不太可能存在高階自相關(guān)狀況。表3顯示回歸方程的序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表3 回歸方程的序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果所檢驗(yàn)方程F-statisticProbabilityObs*R-squaredProbabilityEQ_LNPt8.2637850.2655986.2647350.398724根據(jù)表3回歸方程的序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即回歸方程的殘差序列不存在序列相關(guān)性情形。從上述分析，我們可以得出以下結(jié)論：人民幣名義匯率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，也即存在穩(wěn)定的長期關(guān)系，且協(xié)整方程的殘差不存在自相關(guān)現(xiàn)象。同樣，對2005年1月-2012年12月數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)后，同樣得到：人民幣名義匯率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，也即存在穩(wěn)定的長期關(guān)系，且協(xié)整方程的殘差不存在自相關(guān)現(xiàn)象。這為我們進(jìn)行脈沖相應(yīng)分析提供了基礎(chǔ)。4.2.4 脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所產(chǎn)生的影響，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應(yīng)。本文分別給相關(guān)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，使用蒙特卡洛方法模擬1000次后可得到響應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差，以作為沖擊單位來分析名義匯率與實(shí)際匯率對我國物價(jià)水平產(chǎn)生的影響，圖形中間的實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，兩條虛線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。 圖1 lnE變化對lnCPI形成的沖擊(截止2004.12) 圖2 lnE變化對lnCPI形成的沖擊(截止2012.12)觀察圖1可知（1995年1月-2004年12月），當(dāng)給物價(jià)水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，脈沖響應(yīng)曲線在前4期先下降上升，在第五期逐漸平穩(wěn)。觀察圖2可知（2005年1月-2012年12月），當(dāng)在名義匯率上給物價(jià)水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，脈沖響應(yīng)曲線快速上升，在第2期有快速下降，在第6期跨越0軸，數(shù)值由正變負(fù)。4.2.4 模型結(jié)果與政策建議（1）模型結(jié)果分析從上文的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等檢驗(yàn)結(jié)果可得出，名義匯率與物價(jià)水平間存在較為穩(wěn)定的長期關(guān)系，當(dāng)名義匯率變動時(shí)，在匯改之前，物價(jià)水平基本呈現(xiàn)平衡態(tài)勢；而匯改之后，物價(jià)水平先快速上升后快速下降，反映出在匯改前，名義匯率對我國物價(jià)水平的影響相對微弱；而在匯改后，名義匯率對物價(jià)水平變動水平的影響較為顯著。筆者認(rèn)為，匯改之前，國家對外匯市場的干預(yù)較為頻繁。此時(shí)，人民幣官方匯率和外匯調(diào)劑價(jià)格并軌，以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制建立的時(shí)間不長，外匯市場還未真正發(fā)現(xiàn)人民幣匯率水平。加以國家干預(yù)較為頻繁，使得匯率波動對我國物價(jià)水平影響意義不大；而匯率改革后，人民幣匯率不再盯住單一美元，而是選擇若干種主要貨幣組成一個(gè)貨幣籃子，同時(shí)參考一籃子貨幣計(jì)算人民幣多邊匯率指數(shù)的變化。實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。國家對外匯市場的干預(yù)相對較少，匯率變動對物價(jià)水平的影響較為顯著。（2）政策建議首先要實(shí)行富有彈性的匯率制度。人民幣匯率對國內(nèi)物價(jià)的影響還是較為顯著的，因而靈活且富有彈性的人民幣匯率形成機(jī)制有利于促進(jìn)我國更加全面地適應(yīng)國際貿(mào)易、投資及政治經(jīng)濟(jì)形勢的發(fā)展。我國應(yīng)該深化外匯體制改革，完善人民幣匯率形成機(jī)制，實(shí)行富有彈性的穩(wěn)定的匯率制度。深化外匯體制改革，完善人民幣匯率形成機(jī)制，要以匯率水平的穩(wěn)定為前提，平衡國際收支，使經(jīng)濟(jì)在逐步開放的進(jìn)程中內(nèi)外協(xié)調(diào)和均衡發(fā)展。鑒于我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)的市場化程度不高、金融深化的程度仍待改進(jìn)等情況，逐步深化匯率形成機(jī)制改革，充分發(fā)揮央行的濾波器作用，建立人民幣匯率目標(biāo)區(qū)，將追求匯率點(diǎn)值的穩(wěn)定性擴(kuò)大成為追求匯率區(qū)間值的穩(wěn)定性，同時(shí)，在逐步實(shí)現(xiàn)資本項(xiàng)目可兌換的過程中，穩(wěn)步推進(jìn)人民幣的國際化進(jìn)程，增強(qiáng)人民幣抗風(fēng)險(xiǎn)的能力，使人民幣匯率逐漸向完全自由的浮動匯率制度靠攏，從而實(shí)現(xiàn)真正意義上的以市場供求為基礎(chǔ)的有管理的浮動匯率制度。其次，要合理控制貨幣供應(yīng)。自2008年國際金融危機(jī)爆發(fā)央行實(shí)行適度寬松貨幣政策以來，下調(diào)存款準(zhǔn)備金率和存貸款基準(zhǔn)利率、取消商業(yè)銀行信貸規(guī)劃約束、擴(kuò)大了企業(yè)直接債務(wù)融資規(guī)模等一系列措施，確保了經(jīng)濟(jì)增長和穩(wěn)定市場信心，將經(jīng)濟(jì)危機(jī)對我國的影響降到最低，保證了我國經(jīng)濟(jì)的增長。但寬松的貨幣政策，使得貨幣流動性大幅增強(qiáng)，國內(nèi)價(jià)格尤其是資產(chǎn)(特別房地產(chǎn))價(jià)格快速上升。雖然積極的貨幣政策是應(yīng)對危機(jī)的有效方法，但實(shí)施寬松的貨幣政策時(shí)應(yīng)保持謹(jǐn)慎，適當(dāng)控制信貸擴(kuò)張的規(guī)模和速度，防止流動性過剩使國內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生通貨膨脹的壓力。為穩(wěn)定國內(nèi)物價(jià)，我國應(yīng)增強(qiáng)貨幣政策獨(dú)立性，逐漸減少貨幣當(dāng)局為維持人民幣匯率穩(wěn)定而對外匯市場不必要的干預(yù)義務(wù)，更多的采用間接調(diào)控方式來維護(hù)人民幣匯率穩(wěn)定，只有在外匯市場供求關(guān)系發(fā)生短期、嚴(yán)重失衡時(shí)，貨幣當(dāng)局才入市進(jìn)行干預(yù)。同時(shí)，建立健全監(jiān)控貨幣供應(yīng)量的措施和體系，通過存款準(zhǔn)備金、再貼現(xiàn)率和公幵市場操作使外匯和基礎(chǔ)貨幣的投放達(dá)到平衡，防止流動性過剩而引起的物價(jià)上漲。參 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