人民币汇率和进口价格变化对国内价格的影响

摘要：

本文运用向量自回归误差修正模型（VECM）研究了名义汇率和进口价格对中国国内通货膨胀水平的影响。通过计量研究发现，国内价格既受汇率和进口价格的影响，又受国内货币供给水平的影响。长期来看，国内生产者价格和汇率、进口价格以及货币供给之间存在协整关系。汇率、进口价格对生产者价格和消费者价格有显著影响，而对生产者价格的影响更大一些。短期内，汇率和进口价格波动仍然对生产者价格的影响更大一些，但是相比生产价格而言，汇率的短期波动对消费者价格波动的影响更持久。

关键词：名义汇率、进口价格、货币供给、通货膨胀

一、引言

在1990年代后期，世界主要工业化国家都经历了一个经济增长和低通胀并存的发展阶段。许多学者认为工业化国家通货膨胀水平下降是由于亚洲金融危机之后进口产品价格下降所导致的。汇率、国际市场价格波动对一国国内通货膨胀水平的影响受到越来越多的关注。一般说来对于不同类型的经济体，汇率和国际市场价波动格对国内价格的影响是不同的。对于小国开放经济来说，汇率和国际市场价格波动会完全传导到国内经济中。而对于大型开放经济来说，一方面，国内价格在一定程度上受汇率和国际市场价格的影响，另一方面，由于国内市场规模较大，国内价格水平波动对国际市场价格也有较强的影响力。半开放经济介于两者之间，随着开放程度的加深，国内价格有向国际价格水平收敛的趋势，另一方面国内因素仍然对价格水平有显著影响。

在经验研究方面，利用不同时间、不同国家以及不同频率数据进行的研究结果有较大的差异。woo（1984）认为从1971年到1984年,美国汇率波动对除去食品和能源外的进口品价格有显著影响,但是对这些产品的国内消费者价格影响不大。Feinberg（1986）发现从1977年到1983年，由于德国马克贬值8.4％使得国内可贸易品的生产者价格相对GNP平减指数升高了2％。Leith（1991）通过对波茨瓦纳的研究证实汇率和国际市场价格冲击基本会完全传导到该国国内价格中去。Dellmo（1996）却发现，虽然瑞典是个开放的小国经济体，但是进口价格波动对瑞典消费者价格指数的影响却相当的弱。Kim（1998）利用向量自回归误差修正模型，发现从长期来看美国汇率与生产者价格指数之间存在负相关关系。Jonathan（1999）利用向量自回归模型发现汇率和进口价格对一些主要工业化国家通货膨胀的影响是相当有限的。

就中国的情况而言，自1995年以来用间接标价法表示的中国名义有效汇率经历了一个先升后降的过程。以1995年1季度为基期的名义有效汇率指数显示，2001年到2002年之间人民币升值20％－30％，截至2004年3季度，人民币仍然比1995年升值11％。就进口价格而言，其波动趋势基本与名义有效汇率的波动趋势相反，从1995年1季度到2002年1季度之间下降了40％，截至2004年3季度仍然下降32％。随着中国经济对外依存度的提高，汇率和进口价格的剧烈波动必然会对中国国内的价格水平产生影响。在图（1）中我们可以发现，中国的名义有效汇率和国内的通货膨胀水平表现出一定的负相关关系，而进口价格指数与国内通货膨胀存在一定的正相关关系。一个直观的猜测是汇率和进口价格的波动在不同程度上对国内价格造成了冲击。本文所关心的问题正是汇率和进口价格冲击对国内价格水平有没有显著影响。如果有，影响到底有多大。

由于我国的市场化改革和对外开放是渐进展开的，人们的注意力主要集中在国内货币政策对通货膨胀的影响，因此对汇率和进口价格对国内通货膨胀的影响进行的相关研究不是很多。卜永祥（2001）较早的研究了汇率对中国国内价格水平的影响，发现名义汇率、国外价格、国内货币供应量之间存在长期稳定的关系。本文在已有的研究成果之上，采用半开放经济模型，除了分析汇率、货币供应量对国内通货膨胀的影响之外，我们还要考察进口价格对国内价格水平的影响。下文在结构上安排如下，第二部分介绍模型的设定，第三部分是数据说明和计量结果，第四部分是本文的主要结论以及今后研究的方向。

二、计量模型

本文所要解决的问题可以概括为两个层次。首先从长期来看，包括生产者价格、消费者价格在内的国内价格和汇率、进口价格以及货币供给之间是否存在长期的稳定关系。其次，汇率、进口价格和货币供给的短期波动是否会引起生产者价格和消费者价格的短期波动。我们可以通过检验生产者价格、消费者价格和其他变量之间是否存在协整关系来确定生产者价格、消费者价格和其他变量之间是否存在长期的稳定关系。如果协整关系存在，我们还可以运用误差修正模型来分析各变量之间的短期波动关系。

借鉴卜永祥（2001），我们将模型设定如下。以进口价格、生产者价格和消费者价格为例，假设这三个变量和其他变量之间存在协整关系，那么误差修正模型可以表示为两部分。在没有发生扰动时，各变量之间将保持长期的稳定关系。进口价格、生产者价格、消费者价格和其他变量之间的长期稳定关系可以表示为，

（1）

（2）

（3）

其中、、、和分别表示进口价格、生产者价格、消费者价格、汇率和货币供给的自然对数,、、为对应的常数项。

如果发生扰动，各变量将偏离上述稳定关系。定义、和分别为进口价格、生产者价格和消费者价格对各自稳定关系的偏离，

（4）

（5）

（6）

综合上述结果，在向量自回归误差修正模型中，进口价格、生产者价格和消费者价格所对应的方程可以表示为，

（7）

（8）

（9）

其中、和分别为上述方程的随机扰动项。以方程（8）为例，如果显著，则意味着可以把汇率、进口价格和货币供给和生产者价格之间的长期关系解释为汇率、进口价格和货币供给是生产者价格的格兰杰原因。如果、和中至少有一个显著，则可以认为相应的变量在短期是生产者价格波动的格兰杰原因。方程（7）和方程（9）中的系数可以进行类似的解释。

三、数据说明及计量结果

（一）数据说明

由于受到数据可得性的限制，我们选取从1994年1季度到2004年3季度的数据。对于没有公布的季度数据，我们采用对月度数据进行简单算术平均的方法计算得到。在本文中汇率选取名义有效汇率指数，数据来自国际货币基金组织国际金融统计（IFS）公布的季度数据。进口价格指数来自海关公布的《中国对外贸易指数》季度同比增长率，我们根据夏春（2002）提供的方法计算出进口价格以1994年一季度为基期的定基比增长率。由于中国没有公布生产者价格指数，我们选取《中国人民银行统计季报》公布的“生产资料企业购进价格指数”作为替代。自2001年第3季度起，《中国人民银行统计季报》停止公布生产资料企业购进价格指数，改为“企业商品价格指数”，我们发现从1999年到2001年之间，“企业商品价格指数”中的“投资品”价格指数与“生产资料企业购进价格指数”的波动趋势相当吻合，因此从2001年第4季度起，我们用“投资品”价格指数对原序列进行衔接。消费者价格指数也是通过得自《人民银行统计季报》的同比数据计算得到的。货币存量数据选取IFS公布的中国季度M2数据。将上述指数序列统一换算为以1994年1季度为100的定基比指数序列,并对定基比指数序列取自然对数。通过对各对数序列自相关系数的研究发现消费者价格指数、生产者价格指数序列表现出显著的季节因素，因此我们对其进行了季节调整。把上述序列用图1表示，我们可以发现中国名义有效汇率指数、进口价格指数、生产者价格和消费者价格指数具有如下关系。

自1995年以来用间接标价法表示的中国的名义有效汇率经历了一个先升后降的过程，以1995年1季度为基期的名义有效汇率指数显示，2001年到2002年之间人民币升值20％－30％，截至2004年3季度，人民币仍然比1995年升值11％。进口价格从1995年1季度到2002年1季度之间下降了40％，截至2004年3季度仍然比1995年1季度下降32％。在图（1）中我们可以发现，中国的名义有效汇率和国内的通货膨胀水平表现出一定的负相关关系，而进口价格指数与国内通货膨胀存在一定的正相关关系。

（图1）中国国内价格、名义有效汇率和进口价格走势图

（二）单位根检验

协整和误差修正是建立在各序列同阶的基础之上。在本文中我们运用扩展的迪基－富勒AugmentedDickey-Fuller（ADF）方法来检验各序列的平稳性。在滞后期数的选择上，参照赤池信息标准AIC（Akaikeinfocriterion）和施瓦茨标准SC（Schwarzcriterion）。我们分别对对数序列和对数序列的一阶差分进行ADF检验，检验的具体结果见（表1）。

表1各变量及其一阶差分的单位根检验

变量ADF

统计量时滞临界值AICSC单整

阶数

1％5％

水平值-2.6506-3.617-2.942-8.649-8.301

一阶差分-3.2488-2.632-1.951-8.652-8.248

水平值-2.1303-3.607-2.938-5.015-4.802

一阶差分-2.7426-2.630-1.951-5.117-4.806

水平值-2.5821-3.593-2.932-6.992-6.868

一阶差分-3.3534-2.624-1.950-6.923-6.708

水平值-1.98812-3.658-2.959-5.537-4.890

一阶差分-3.2991-2.620-1.949-4.212-4.128

水平值-2.6434-4.217-3.531-6.228-5.926

一阶差分-5.9263-2.624-1.950-6.093-5.921

ADF检验结果显示，在5％的显著性水平上，所有对数序列都是非平稳的，经过一阶差分后，在1％的显著水平上，我们可以认为差分序列是平稳的。因此我们可以发现各对数序列都是1阶单整的。

（三）协整关系检验

对于上述五个具有同阶单位根的时间序列，可以利用Johansen的方法来检验各变量之间是否存在协整关系。根据Johansen（1988），Johansen和Juselius（1990），对于一个向量，通过极大似然估计法来估计包括该向量的一阶差分、一阶差分的滞后值以及水平值的一期滞后构成的向量自回归模型。然后根据最大特征根检验和迹检验来判断构成向量的各变量之间是否具有协整关系。给定变量之间不存在协整关系的原假设，如果最大特征根检验和迹检验的统计量超过临界值，则拒绝原假设而接受变量之间具有协整关系。

在本文中，模型形式采取“不含确定性趋势，而均衡修正项带截距”的模型。协整关系检验见表（2）、表（3）和表（4）。

表2名义汇率、进口价格和货币供给的协整关系检验

原假设迹统计

（TraceStatistic）迹统计临界值最大特征值统计

（Max-Eigen）最大特征值统计临界值

协整方程数目5％1％5％1％

没有60.55029.6835.6531.53120.9725.52

至多1个29.02015.4120.0425.27914.0718.63

至多2个3.7413.766.653.7413.766.65

表（2）显示迹检验和最大特征值检验都表明，无论在1％的显著性水平上还是在5％的显著性水平上，名义汇率、进口价格和货币供给之间存在2个协整方程。

表3生产者价格、名义汇率、进口价格和货币供给的协整关系检验

原假设迹统计

（TraceStatistic）迹统计临界值最大特征值统计

（Max-Eigen）最大特征值统计临界值

协整方程数目5％1％5％1％

没有74.99147.2154.4640.64327.0732.24

至多1个34.34829.6835.6519.86520.9725.52

至多2个14.48315.4120.0410.34214.0718.63

至多3个4.1413.766.654.1413.766.65

表（3）显示无论迹检验还是最大特征值检验都表明，在1％的显著性水平上认为生产者价格、名义汇率、进口价格和货币供给之间存在1个协整方程。而在5％的显著性水平上，迹检验认为存在2个协整方程。

表4消费者价格、名义汇率、进口价格和货币供给的协整关系检验

原假设迹统计

（TraceStatistic）迹统计临界值最大特征值统计

（Max-Eigen）最大特征值统计临界值

协整方程数目5％1％5％1％

没有92.48447.2154.4642.88227.0732.24

至多1个49.60329.6835.6527.29020.9725.52

至多2个22.31315.4120.0422.29514.0718.63

至多3个0.0183.766.650.0183.766.65

表（4）显示无论迹检验还是最大特征值检验都表明，在1％的显著性水平上和在5％的显著性水平上消费者价格、名义汇率、进口价格和货币供给之间存在3个协整方程。

（四）误差修正模型

在确定了上述变量之间存在协整关系之后，我们可以采用向量自回归误差修正模型来研究各变量的长期稳定关系和短期动态调整过程。本文参考可决系数（）、AIC和SC等标准，将进口价格误差修正模型滞后阶数设为7，而生产者价格和消费者价格的误差修正模型的滞后阶数设定为4。表（5）和表（6）显示了误差修正模型的结果。

表5各变量之间的长期稳定关系

（1）进口价格

（）（）

（2）消费者价格

（）（）（）

（3）生产者价格

（）（）（）

从长期来看，进口价格和名义汇率负相关，而和国内货币供给正相关。消费者价格、生产者价格与进口产品价格、货币供给量呈正相关关系，与名义后效汇率呈负相关关系。相对于消费者价格指数而言，名义有效汇率对生产者价格指数的影响要大于对消费者价格的影响。比较这三组均衡关系我们可以发现，名义汇率对进口价格的影响最强，而对消费者价格的影响最弱。进口价格对名义汇率的弹性为－1.1402，由此可见进口价格对名义汇率还是相当敏感的。生产者价格对名义汇率的弹性大于消费者价格对名义汇率的弹性，原因之一可能是进口产品在生产资料中所占的比重更大。这一点能够通过生产者价格对进口价格的弹性大于消费者价格对进口价格的弹性而得到进一步的验证。就国内货币供给的影响而言，生产者价格对货币供给的弹性最大，进口价格最小，但是彼此之间相差不大。这可能是因为生产资料所包含的存货价格对货币的供给非常敏感造成的，见宋国青（2002）。

表6误差修正模型估计

解释变量被解释变量

－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

可决系数

0.89520.95490.8032

统计量

4.6585224.90894.8025

对数似然函数113.4979185.4428146.1657

赤池信息标准(AIC)-5.17132－8.8133－6.7456

施瓦茨标准(SC)-4.14922－8.0371－5.9699

在表（6）中，、和的系数都是显著的，且系数均为负值。根据本文第二小节的介绍，误差修正项的系数显著表明在本文中所考察的各变量之间的长期因果关系是存在的。同时误差修正项的系数为负表明从长期来看进口价格、消费者价格和生产者价格有向稳定关系收敛的趋势。当某一变量在期偏离稳态关系时，误差修正项的负系数使得方程的因变量在当期朝着抵消这种偏离的方向变化。

就汇率的短期波动对进口价格、生产者价格和消费者价格的影响而言，我们发现在短期内名义汇率波动与进口价格波动、生产者价格波动以及消费者价格波动之间是正相关关系。这与长期内名义汇率同进口价格、生产者价格和消费者价格之间存在负相关关系的事实刚好相反。一个可能的解释是，人民币升值所带来的财富效应增加了国内对进口产品的需求，导致在短期内进口价格、生产者价格和消费者价格上涨。就名义汇率短期波动的影响力而言，名义汇率波动对进口价格造成的影响最大，而对消费者价格造成的影响最小，这与长期内名义汇率对进口价格、生产者价格和消费者价格的相对影响力是一致的。

就进口价格的短期波动而言，进口价格波动对其自身波动的影响最强，持续时间最长，进口价格波动的滞后7期值仍然显著。进口价格波动对生产者价格和消费者价格的影响仅有滞后一期值是显著的，这表明了进口价格波动对生产者价格和消费者价格波动的影响是短期性的。进口价格波动在短期内与国内价格水平的波动是负相关的，而且进口价格波动对生者价格的影响要远远大于对消费者价格的影响。

四、结论

本文通过向量自回归误差修正（VECM）模型研究了名义汇率和进口价格对中国的生产者价格和消费者价格的影响。从长期来看汇率、货币供给是进口价格变化的格兰杰原因，而汇率、货币供给和进口价格又是生产者价格和消费者价格波动的格兰杰原因。就短期来看，汇率、进口价格是导致生产者价格和消费者价格波动的格兰杰原因，而货币供给仅是导致消费者价格波动的格兰杰原因，对生产者价格的影响不大。

为了全面认识汇率和进口价格对生产者价格和消费者价格的影响，我们把货币、汇率和进口价格的影响进行比较。通过比较我们可以发现，名义汇率对进口价格的影响最强，而对消费者价格的影响最弱。进口价格对名义汇率的弹性绝对值大于1，由此可见进口价格对名义汇率还是相当敏感的，生产者价格和消费者价格的汇率弹性分别达到0.40和0.29。生产者价格对进口价格的弹性大于消费者价格对进口价格的弹性,分别达到0.41和0.35。由此可见生产者价格更易受到外部因素的影响。就名义汇率短期波动的影响而言，名义汇率波动对进口价格造成的影响最大，而对消费者价格造成的影响最小，这与长期内名义汇率对进口价格、生产者价格和消费者价格的相对影响力是一致的。进口价格波动对生产者价格和消费者价格波动影响期限较短，而且对生者价格的影响要远远大于对消费者价格的影响。

综上所述，从1994年到2004年之间，汇率对进口价格的影响要大于对生产者价格和消费者价格的影响，而进口价格对生产者价格的影响又大于对消费者价格的影响。各变量的短期波动之间的关系也服从上述规律。虽然在本文中，我们没有发现在长期内存在从国内通货膨胀指向汇率和进口价格的格兰杰因果关系，这表明就我们所研究的样本时间内，国内价格对名义汇率和进口价格的长期影响并不显著。但是短期内国内因素对名义汇率或进口价格的冲击可能存在，并且相当显著。当然这完全是另外一个故事，在本文中不再赘述。

参考文献：

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