《人民幣匯率變動對我國物價水平的影響研究四稿.doc》由會員分享，可在線閱讀，更多相關《人民幣匯率變動對我國物價水平的影響研究四稿.doc（12頁珍藏版）》請在裝配圖網上搜索。

1、上海師范大學本科畢業(yè)論文(設計) 誠信聲明 本人鄭重聲明：所呈交的畢業(yè)論文(設計)，題目《人民幣匯率變動對我國物價水平的影響研究》是本人在指導教師的指導下，進行研究工作所取得的成果。對本文的研究做出重要貢獻的個人和集體，均已在文中以明確方式注明。除此之外，本論文(設計)不包含任何其他個人或集體已經發(fā)表或撰寫過的作品成果。本人完全意識到本聲明應承擔的法律責任。 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水平影響的實證分析 3.

2、1 數據來源 隨著人民幣匯率形成機制的改革，多項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水平的影響時，搜集從1995年1月至2012年12月的月度數據，數據主要來自從中宏數據庫、《中國對外貿易指數》、CEIC數據庫和國家統計局網站，數據的時間跨度大，數據較為詳細，并開展實證分析 3.2 描述性統計分析 本文根據《中國對外貿易指數》和CEIC數據庫處理了從1995年至2010年我國物價水平進行描述，圖1反映的是名義物價水平。為了體現物價水平，本文主要選取常用的居民消費價格指數CPI為分析對象，如下所示： 圖1中國19

3、95年至2012年月度居民消費價格指數 數據來源：中宏數據庫 從圖1觀察我國居民消費價格指數，其余進口價格指數現在形態(tài)上比較類似，也大致可分為三個階段。第一階段時間跨度較長，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。第二個大區(qū)間從2008年1月至2011年1月，我國進口價格指數呈現W形態(tài)，變動趨勢較為復雜，此階段正處金融危機時段，進

4、口價格指數可能受經濟危機影響，但也不排除數據處理過程中產生的錯誤。第三大階段主要從2011年1月至2012年年底，呈現先下降后上升的趨勢，也反映了今年來經濟形勢的變化態(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 數據來源：國家外管局、中宏數據庫 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年月度數據基本可劃分為2個階段，第一個階段從1995年1月直至2007年

5、1月，人民幣名義匯率基本呈現穩(wěn)定趨勢，這與國家宏觀調控相關，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系，也與我國保持中性穩(wěn)健的貨幣政策相關。 本文為了分析匯率對我國物價水平的影響，需要對有效匯率進行描述性分析，現在將其整理如下圖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 數據的基礎上剔除物價水平因素。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

6、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，有效匯率出現大幅度波動，不排除數據處理中出現的問題。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表現出兩階段特征。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水平產生的影響。為了直觀反映2者之間的關系，作出圖4。 圖4 月度名義匯率與月度居民消費指數關系圖 從圖4中可知，名義匯率與CPI月度數據形態(tài)基本保持一致，只是在短期時間內

7、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出較為相似波動關系，只是在2011年后二者波動方向呈現相反趨勢，其余時間內二者幾乎保持一致。本文后續(xù)研究將分成2個階段來開展，即匯率改革前與匯率改革后，匯率改革時間窗口為2005年1月。 4、人民幣匯率變動對我國物價水平影響的實證分析 實證分析選取1995年-2012年的月度數據作為實證的樣本數據。 4.1 實證模型建立 鑒于本文的研究目的，本文采用計量分析的方法。以國內物價水平為被解釋變量，人民幣名義有效匯率指數解釋變量，建立一元線性回歸模型。本文以下述方程來解釋國內物價水平： 為了降低異方差，本文采用對數模型，具

8、體模型設定為： 其中，代表價格指數的對數，作為模型的被解釋變量；指的代表名義匯率，設定為模型的解釋變量，、與分別代表模型的參數與殘差項。 4.2 模型參數檢驗 本文要解決的就是驗證上述解釋變量的平穩(wěn)性和是否存在協整關系，做出計量方程的參數估計值。由于2005年1月，我國進行了匯率重大的匯率改革，以下內容主要檢驗匯率改革之前的情況，即從1995年1月至2004年12月。 4.2.1 變量的描述性統計分析 在做具體的檢驗之前，先進行數據的描述性分析，以大致反映出數據的統計性質。如表1。 表1 名義匯率與居民消費價格指數描述性統計分析 1995年1月-2004年

9、12月 2005年1月-2012年12月 名義匯率 居民消費價格指數 均值 106.7218 104.8448 標準差 8.943309 5.215087 偏度 -0.15021 0.254712 Max、min 峰度 122.39、85.27 115.85、95.4 2.22627 1.935354 均值 99.92469 105.0021 標準差 16.13264 11.26627 偏度 -0.32643 -0.68467 Max、min 125.45、65.48 122.7、79.6 峰度 1.7

10、54223 2.854711 從表1看出，1995年1月-2004年12月名義匯率的標準差要比居民消費價格指數大，說明名義匯率波動幅度相對較大。從Jarque-Bera統計值判斷出居民消費價格指數基本服從正太分布。2005年1月-2012年12月，名義匯率的標準差要比居民消費價格指數大，說明名義匯率波動幅度相對較大。從Jarque-Bera統計值判斷出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，而物價水平基本受國內影響較大，影響因素相對易被控制，波動幅度較小。 4.2.2 單位根檢驗 單位根檢驗較為常見的有：PP檢驗和ADF檢驗，本文使用了ADF檢驗。在做ADF檢測時，數

11、據產生階段的模式(有無帶常數項)和推測模型的模式都會對檢驗成果有影響。為保險起見，可先采取最常規(guī)的數據產生經過和預測模型。各經濟變量的單位根檢驗表如表1所示。 表1 各變量單位根檢驗結果表（1995年1月-2004年12月） 變量 名稱 檢驗 類型 T 統計量 臨界值 (1%) 臨界值 (5%) 臨界值 (10%) 結論 lnCPI (0，0，1) 1.57 -3.03 -2.57 -1.95 不平穩(wěn) lnE (0，0，2) 3.98 1.68 1.98 2.32 不平穩(wěn) D(lnCPI) (0，0，1) -3.78 -3.53

12、 -2.86 -2.18 平穩(wěn) D(lnE) (0，0，2) 1.06 1.35 1.69 2.53 平穩(wěn) 說明：檢驗類型括號中的數字或字母分別表示是否帶有截距項、趨勢項及滯后階數。帶有截距向、趨勢項分別用字母c、t表示。 表2 各變量單位根檢驗結果表（2005年1月-2012年12月） 變量 名稱 檢驗 類型 T 統計量 臨界值 (1%) 臨界值 (5%) 臨界值 (10%) 結論 lnCPI (0，0，1) 1.69 -2.53 -2.17 -1.78 不平穩(wěn) lnE (0，0，2) 2.67 1.53 1.74

13、 1.98 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) 1.24 1.36 1.69 2.13 平穩(wěn) 觀察表1和表2可知，根據ADF單位根檢驗結果表明，在1%和5%的水平值上，1995年1月-2004年12月居民消費指數和人民幣名義匯率是不平穩(wěn)的，同樣，2005年1月-2012年12月居民消費指數和人民幣名義匯率也是不平穩(wěn)。分別進行一次差分后，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月居民消費指數和人民幣名義匯率都是平穩(wěn)的。對此，

14、我們可對居民消費指數、人民幣有效匯率和人民幣名義匯率進行協整檢驗，確定三者之間是否存在協整關系，即為了驗證三者之間是否存在短期穩(wěn)定關系。 4.2.3 協整檢驗 對變量之間的協整關系檢驗，主要有EG兩步法和Johansen檢驗。本文采用EG兩步法進行協整檢驗。 第一步，采用名義匯率水平作為解釋變量，選定居民消費價格指數作為被解釋變量建立回歸方程。 1995年1月-2004年12月數據作出的回歸方程： lnCPI =0.3586*lnE +e R2=0.8591；DW=2.6354 第二步，回歸方程基于回歸殘差的協整檢驗，殘差檢驗結果如表2所示。 表3 回歸方程基于回歸殘差的協整

15、檢驗結果 變量 名稱 檢驗 類型 ADF 統計量 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 -5.26 0.0002 根據表3回歸方程基于回歸殘差的協整檢驗結果表明，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，接受備擇假設，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整關系，即存在穩(wěn)定長期關系。 為了避免時間序列數據可能產生的序列相關性，本文對回歸方程做了相關性檢驗。DW統計量顯示，回歸方程沒有一階序列

16、相關。從經驗判斷，當回歸方程不存在低級自相關，也不太可能存在高階自相關狀況。表3顯示回歸方程的序列相關性檢驗結果 表3 回歸方程的序列相關性檢驗結果 所檢驗方程 F-statistic Probability Obs*R-squared Probability EQ_LNPt 8.263785 0.265598 6.264735 0.398724 根據表3回歸方程的序列相關性檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下接受原假設，即回歸方程的殘差序列不存在序列相關性情形。 從上述分析，我們可以得出以下結論：人民幣名義匯率和居民消費價格指數之間存在協整關系，也即存在穩(wěn)定的長期關

17、系，且協整方程的殘差不存在自相關現象。同樣，對2005年1月-2012年12月數據進行檢驗后，同樣得到：人民幣名義匯率和居民消費價格指數之間存在協整關系，也即存在穩(wěn)定的長期關系，且協整方程的殘差不存在自相關現象。這為我們進行脈沖相應分析提供了基礎。 4.2.4 脈沖響應分析 脈沖響應函數刻畫的是在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對于內生變量當前值和未來值所產生的影響，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。本文分別給相關變量一個標準差的沖擊，使用蒙特卡洛方法模擬1000次后可得到響應標準差，以作為沖擊單位來分析名義匯率與實際匯率對我國物價水平產生的影響，圖形中間的實線為脈沖響應函

18、數，兩條虛線為正負兩倍標準差的置信帶。 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），當給物價水平一個標準差的正向沖擊，脈沖響應曲線在前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），當在名義匯率上給物價水平一個標準差的正向沖擊，脈沖響應曲線快速上升，在第2期有快速下降，在第6期跨越0軸，數值由正變負。 4.2.4 模型結果與政策建議 （1）模型結果分析 從上文的單位根檢驗、協整檢驗等檢驗結果可得

19、出，名義匯率與物價水平間存在較為穩(wěn)定的長期關系，當名義匯率變動時，在匯改之前，物價水平基本呈現平衡態(tài)勢；而匯改之后，物價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水平的影響相對微弱；而在匯改后，名義匯率對物價水平變動水平的影響較為顯著。 筆者認為，匯改之前，國家對外匯市場的干預較為頻繁。此時，人民幣官方匯率和外匯調劑價格并軌，以市場供求為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率制建立的時間不長，外匯市場還未真正發(fā)現人民幣匯率水平。加以國家干預較為頻繁，使得匯率波動對我國物價水平影響意義不大；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貨幣籃子，同時參考一

20、籃子貨幣計算人民幣多邊匯率指數的變化。實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度。國家對外匯市場的干預相對較少，匯率變動對物價水平的影響較為顯著。 （2）政策建議 首先要實行富有彈性的匯率制度。人民幣匯率對國內物價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制有利于促進我國更加全面地適應國際貿易、投資及政治經濟形勢的發(fā)展。我國應該深化外匯體制改革，完善人民幣匯率形成機制，實行富有彈性的穩(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制，要以匯率水平的穩(wěn)定為前提，平衡國際收支，使經濟在逐步開放的進程中內外協調和均衡發(fā)展。鑒于我國現階段經濟的市場化程

21、度不高、金融深化的程度仍待改進等情況，逐步深化匯率形成機制改革，充分發(fā)揮央行的濾波器作用，建立人民幣匯率目標區(qū)，將追求匯率點值的穩(wěn)定性擴大成為追求匯率區(qū)間值的穩(wěn)定性，同時，在逐步實現資本項目可兌換的過程中，穩(wěn)步推進人民幣的國際化進程，增強人民幣抗風險的能力，使人民幣匯率逐漸向完全自由的浮動匯率制度靠攏，從而實現真正意義上的以市場供求為基礎的有管理的浮動匯率制度。 其次，要合理控制貨幣供應。自2008年國際金融危機爆發(fā)央行實行適度寬松貨幣政策以來，下調存款準備金率和存貸款基準利率、取消商業(yè)銀行信貸規(guī)劃約束、擴大了企業(yè)直接債務融資規(guī)模等一系列措施，確保了經濟增長和穩(wěn)定市場信心，將經濟危機對我國的

22、影響降到最低，保證了我國經濟的增長。但寬松的貨幣政策，使得貨幣流動性大幅增強，國內價格尤其是資產(特別房地產)價格快速上升。雖然積極的貨幣政策是應對危機的有效方法，但實施寬松的貨幣政策時應保持謹慎，適當控制信貸擴張的規(guī)模和速度，防止流動性過剩使國內物價產生通貨膨脹的壓力。 為穩(wěn)定國內物價，我國應增強貨幣政策獨立性，逐漸減少貨幣當局為維持人民幣匯率穩(wěn)定而對外匯市場不必要的干預義務，更多的采用間接調控方式來維護人民幣匯率穩(wěn)定，只有在外匯市場供求關系發(fā)生短期、嚴重失衡時，貨幣當局才入市進行干預。同時，建立健全監(jiān)控貨幣供應量的措施和體系，通過存款準備金、再貼現率和公幵市場操作使外匯和基礎貨幣的投放達

23、到平衡，防止流動性過剩而引起的物價上漲。 參 考 文 獻 1、王瓊.人民幣匯率波動對我國物價水平影響的實證研究[J].商業(yè)時代，2012，(33). 2、劉露.人民幣匯率波動對我國物價水平的影響分析[J].東方企業(yè)文化，2011，(8). 3、Takatoshi Ito，Yuri N Sasaki， Kiyotaka Sato. Through of Exchange Rate Change and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asia Coutries[J].RIETI Discussion Pa

24、per Series，2005. 4、呂劍.人民幣匯率變動對國內物價傳遞效應的實證分析[J]．國際金融研究，2007，(8). 5、張海波，陳紅.不同階段人民幣匯率的價格傳導機制分析[J].統計研究，2011，28，(9). 6、段玉婉，陳錫康，楊翠紅.匯率變動對我國物價的傳遞效應——從成本角度分析[J].管理評論，2012，24(9). 7、盧秀清，李喆芳.人民幣匯率變動與我國物價波動的實證分析[J].經濟縱橫，2012，(2). 8、Pollard.&Coughlin，C.Size matters: Asymmetric exchange rate pass—through at

25、 the industry level Working Paper: Federal Reserve Bank of Stylus，July，2004. 9、Nkunde Mwase. An Empirical Investigation of the Exchange Rate pass-through to inflation in Tanzania[R].IMF Working Paper，2006. 10、李穎，欒培強.人民幣匯率傳導效果的動態(tài)趨勢及影響因素分析[J].經濟科學，2010，(4)：78-85. 11、徐奇淵.人民幣匯率對CPI的傳遞效應分析[J].管理世界 201

26、1，(13). 12、周陽.人民幣匯率變動對我國物價水平的傳遞效應[J].商業(yè)研究，2011，(8). 13、黃壽峰，陳浪南，黃榆舒.人民幣匯率變動的物價傳遞效應：多結構變化協整回歸分析[J].國際金融研究，2011，(4)：47-55. 14、姚麗穎.人民幣匯率波動對我國價格傳遞效應——基于VAR模型分析[J].商情，2012，(50). 15、王蕭南.人民幣匯率變動對國內物價水平影響的實證分析[D].西北大學，2012. 16、Zulfiqar Hyder，Sardar Shah(2004)“Exehange Rate Pass—Through to Domestie Priee in pakistan”，State Bank of Pakistan Working Papers，June，2004. 作者簽名： 日 期：2014年3 月25日