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1、第2 4 卷第4 期廑柬金融学院学报v0 1 2 4，N o 42009 年7 月T h eJ o u r n a lo fG a n g d o n gU n i v e r s i t yo fF i n a n c eJ u l 200 9人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究吉玉萍华东师范大学商学院，上海2 0 0 2 4 1摘要：名义汇率对中国国内消费物价和生产物价的传递效应表现为，名义有效；1 2 率波动与消费者物价呈负相关，与生产者物价呈正相关，但汇率波动对国内价格水平波动影响力有限。消费者价格波动主要是由于货币供给冲击造成的，生产者价格波动则是由于国外价格冲击造成的。关键词：；
2、1 2 率波动；消费者物价指数；生产者物价指数；传递效应中图分类号：F 8 2 2 1文献标识码：A文章编号：1 6 7 4-1 6 2 5(2 0 0 9)0 4-0 0 7 5-1 2一、引言改革开放3 0 年来，中国经济实现了从高度集中的计划经济向自由开放的市场经济的转变。人民币汇率制度作为重要的宏观政策工具，经历了四次重要改革。从1 9 7 9 1 9 8 4 年，人民币经历了从单一汇率到复汇率再到单一汇率的变迁。从1 9 8 5 1 9 9 3 年，官方牌价与外汇调剂价格并存，实行汇率双轨制。自1 9 9 4 年以来，实行汇率并轨，形成市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度。直
3、到2 0 0 5 年7 月2 1 日，人民币开始不再盯住美元，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。根据中国人民银行人民币汇率中间价数据统计，新一轮汇改实行三年以来，人民币兑美元中间价屡创新高，截至2 0 0 8 年7 月汇率累计升幅达2 1。与此同时，消费者物价指数也一路攀升，2 0 0 7 年8 月，消费者物价指数比同期增幅超过5，2 0 0 8 年4 月，通货膨胀率升至8 5。从数据的直观推测是人民币的升值引发国内物价上涨，那么汇率的波动对国内价格水平到底有没有显著的影响；如果有，影响到底多大。汇率的价格传递效应直接关乎汇率政策的调整以及国内外价格均衡的实现
4、，传递的幅度与路径对于正确评价货币政收稿日期：2 0 0 9-0 4-2 2作者简介：吉玉萍(1 9 8 5 一)，女，华东师范大学商学院经济系硕士生，研究方向为国际金融。万方数据履来金融a l-院学报2 0 0 9 年第4 期策，合理进行通货膨胀预期也都是非常重要的(陈六傅和刘厚俊，2 0 0 7)。因此，本文从理论和实证两方面，对人民币汇率变动对国内物价的传递效应进行研究，以期掌握汇率变动对国内物价的作用机制和途径，提高汇率制度对物价的实施效果，使汇率作为重要的价格杠杆，更有效地调节国际收支平衡，维持经济金融健康稳定发展。二、文献回顾理论上来说，对于不同类型的经济体，汇率对国内价格的影响是
5、不同的。对于小国开放经济来说，一般认为汇率和国际市场价格波动会完全传导到国内经济中。L e i t h(1 9 9 1)旧1 通过对波茨瓦那的研究证实汇率和国际市场价格波动会全部传递到国内价格中去。对于大型开放经济而言，国内价格在一定程度上受汇率和国际市场价格的影响，同时对汇率和国际市场价格也有反作用。W o o(1 9 8 4)旧。分析从1 9 7 1 年到1 9 8 4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。K i m(1 9 9 8)Ho 利用向量误差修正模型，发现从长期来看美国汇率与生产者物价指数之间存在着负相关关系。而半开放经济则介于两者之间，经济开放的程度会影响国
6、内物价水平。卜永祥(2 0 0 1)Mo 建立半开放模型探讨了人民币汇率变动对国内物价水平影响的动态机制，得到结论是名义有效汇率和国内物价水平、国外物价水平和国内货币供应量是协整的，汇率的变动显著地影响了零售物价水平和生产者价格水平。汇率波动对价格的传递效应可以由两条路径实现，其中之一为微观价格传递途径，主要通过国际贸易渠道。G o l d b e r ga n dK n e t t e r(1 9 9 7)旧1、K r u g m a n(1 9 8 7)Ho 都从贸易角度，分析了汇率波动对进出口产品的价格影响。毕玉江和朱钟棣(2 0 0 6)旧1 以及陈浪南等(2 0 0 8)一。也通过实
7、证检验了汇率波动通过贸易途径对国内价格的影响。D e v e r u xa n dE n g e l(2 0 0 3)叫在开放宏观经济学框架内考察了货币政策稳定性对汇率传递效应的影响，认为相对低的货币增长率波动会促使汇率价格传递强度趋于下降，从而将汇率价格传递效应内生化。T a k a t o s h iI t o，Y u r iN S a s a k ia n dK i y o t a k aS a t o(2 0 0 5)通过运用V A R 模型对东亚国家汇率变动效应对国内物价的传递效应进行了实证分析，认为汇率对危机国家的进口价格指数的传递效应是非常高的。I i k k aK o r h
8、o n e n，P a u lW a c h t e l(2 0 0 6)引分析了独联体国家汇率变动对国内物价的传递作用和速度，采用脉冲响应和方差分解方法，发现汇率变动对物价变化有明显影响，传递的速度也非常快。K r u g m a n(1 9 8 7)认为汇率变动对国内物价的传递效应是不完全的，外国供给商为了保持住产品的市场份额，不愿意改变市场价格，造成汇率传递效应不明显。D e l l m o(1 9 9 6)引发现，瑞典是个开放的小国经济，但与理论相悖的是，汇率波动对瑞典消费者价格指数的影响却相当的弱。T a y l o r(2 0 0 0)4 1 考察了通货膨胀环境对汇率价格传递效应可
9、能产生的影响。他认为低通货膨胀环境降低了厂商的通货膨胀预期，稳定了企业价格调整行为，降低了汇率价格传递效应。M i c h a e lB D e v e r e u x，C h a r l e sE n g e l(2 0 0 2)纠认为实际汇率和7 6 万方数据吉玉萍7 人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究名义汇率的波动可能影响到国内货币价格，从而消除汇率波动对消费者物价指数的传递作用。Z u l f i q a rH y d e r，S a r d a rS h a h(2 0 0 4)钊以巴基斯坦1 9 8 8 2 0 0 3 年的月度数据为研究对象，得出汇率变动对国内物价的传递效应微
10、弱的结论。国内外现有的大量汇率波动对国内物价传递效应的文献，大多局限于一种传递路径的研究，缺乏综合研究宏观和微观传递机制的文献。本文尝试从微观的贸易角度和宏观的货币供应量角度，对汇率的物价传递效应进行理论分析；并通过J o h a n s e n 方法对变量协整检验、建立误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解，基于2 0 0 1 2 0 0 7 年的月度数据，对人民币汇率变动对物价的传递效应进行了实证分析。实证创新之处在于，第一，考虑汇率升值和中美利差波动引发的国际游资对国内物价的影响；第二，引入了国际石油价格作为外部冲击的代理变量，替换了b 永祥(2 0 0 1)中的国外价格指数变量进行研究；
11、第三，采用月度数据，更好地解释现实中的价格水平粘性和汇率波动性。兰、理论分析(一)汇率波动通过进出口价格影响国内物价如果不考虑国际游资对国内物价的冲击，仅从进出口价格波动出发，理论上来说，本币的升值会引发国内物价的下降。假定所有商品都是贸易品，所有的变量都代表制造业部门，并取对数。假设平均价格水平(即国内价格和出口价格的平均数)为：P=0 P d+(1 0)P。(1)这里，P。为国内价格，P。为对外价格(出口或进口价格)，口为国内销量占总销量的比重。为了便于讨论，假定对外价格都满足购买力平价，则：P。=e+彤(2)这里e 为名义汇率(直接标价法)对数值，彤为国外价格对数值。假定国内价格由标准的
12、宏观经济模型决定，即国内总需求曲线和国内总供给曲线相交，便可以得出价格和产出水平，因此，国内价格可以简写为：P d=P d(O，y)(3)这里，a、y 分别表示总需求和总供给函数中的各种变动因素。O t 包括财政政策、消费和投资的变动；7 包括生产率的变化、工资上涨等。如果本币开始自行升值(eJ，)，与经济状况无关，则由购买力平价理论可知，P。将下跌。由式1 可知，P 下降的幅度小于e 升值的幅度，则导致本国货币定值过高(P e 0)，汇率的升值导致国内部分产业通过直接投资转移到海外生产使经济陷入衰退，这将减少国内吸收(尤其是投资)，公式表示为：A=一p(P e)，p 0(4)这里，A 表示吸
13、收。根据式3 可知，A 下降，P。也会下降，这样，汇率波动影响价格的路径为：gI P。0 一Pi 穹AJ，一P dI本币升值时，主要变量的运动轨迹如图1 所示，假定最初货币定值过高，由于市场7 7 万方数据廑求金融-I t 院学报2 0 0 9 年第4 期预期A 和P a 都将下跌，汇率先行，P。跟随其后同比例下降。但国内价格要等到基本经济状况改变后才会有大的变动，如果汇率的波动影响到基本经济状况，则国内价格也会开始缓慢下降(M c k i n n o na n dO h h o，1 9 9 7)1 73。(二)汇率波动通过货币供应量影响国内物价如果考虑国际游资对国内物价的冲击，理论上来说，本
14、币的升值预期会引发国际热钱的流人，推动房地产、股市等资产价格大幅上扬，从而引发国内物价的上涨。假定中央银行的目标函数表示为：r E(P)P(1+力 E(A Q Q)i【E(e)：e式中，P 为物价水平为通货膨胀率，Q 为国民经济总量，e 为汇图1本币升值时主要经济变量运动轨迹率水平。一式表示中央银行希望将物价上涨幅度控制在一定范围之内；二式表示希望经济增长速度不低于i；第三个等式表示央行期望汇率保持稳定。假设其他决定因素保持不变，我们将A Q，P 和e 简化表示为：r A Q=口一b A r P=M Qt E=M M+于本币升值的强烈预期，国际游资投资国内资本市场，造成市场上外币供给的增加幅?
15、率期望值下跌，本币升值预期加剧。消除预期的办法就是等幅增加本币供应量肘(中国的央行正是采取这种措施)。假设国民经济总量按照i 增加，此时，物价水平上Z i P P=M(1+s)Q(1+i)一M Q (M Q)由此可见，当本币有升值预期时，国际游资对国内资本市场和资产价格的冲击会7 8 只A，”巳，岛Pe万方数据吉玉萍人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究?率下降时，升值的预期和境内外利率差会引发大量投机资本的进入，央行会加大国内货币供应量，最终提升国内的物价。在微宏观影响机制的分析中，国内物价主要受到名义有效汇率、国外价格、国内产出、货币供应量和利率差的影响，这为实证分析中变量的选取提供了一定
16、的理论支持。四、实证研究(一)模型设定和数据来源本文衡量国内物价水平变化主要运用消费者物价指数(C P I)和生产者价格指数(P P I)两个指标。实证模型依据T a k a t o s h iI t o，Y u r iN S a s a k ia n dK i y o t a k aS a t o(2 0 0 5)的分析框架，综合考虑汇率波动、国外价格冲击、国内产出、货币供应量和利差等多方面因素对物价水平的影响，设定汇率波动传递效应的方程为：l n C P L=O t lI n N E E R+0 1 2 l n O I L。+a 3 l n M+“4 I n G D P t+h 5 十占f
17、(模型1)l n P P I,=届1 l n N E E R。+芦2 l n O i L；+芦3 l n M。+8 4 l n G D P。+芦5 t+占。!(模型2)模型中，C P I 表示中国消费者物价指数、P P I 表示中国生产者物价指数，N E E R 表示人民币名义有效汇率，O I L 表示国际石油价格(外部冲击)，G D P 表示国内产出，M 表示国内货币供应量，表示中美两国利率差，除两国利差外其余变量取自然对数形式。实证模型的数据选取中国2 0 0 0 年1 月至2 0 0 7 年1 2 月的月度数据，其中人民币有效汇率N E E R、国内实际产出G D P(G D P 月度数
18、据无法获得，采用工业生产指数作为代理变量)、广义货币供应量鸩、中美利率差，(中国一年期存款利率减去美国联邦基金利率)的数据来源于I M F：I n t e r n a t i o n a lF i n a n c i a lS t a t i s t i c s；中国消费者物价指数C P I 和生产者物价指数P P I 采用环比数据，来源于w i n d 中国金融数据库；国际石油价格O I L 采用原油离岸价格，数据来源于美国能源情报署(E n e r g yI n f o r m a t i o nA d m i n i s t r a t i o n)。(二)单位根检验和协整检验1 单位根
19、检验。计量分析采用E v i e w s5 0 软件，为了确定变量的平稳性，先对各变量运用标准的A D F 方法进行单位根检验，最佳滞后阶数是根据施瓦茨信息准则(S I C)确定，S I C 值越小，滞后阶数越佳。从表1 可以看出，各变量在1 的显著性水平下均接受了原假设，为非平稳变量。变量的一阶差分在1、1 0 的显著性水平下拒绝原假设，为平稳变量，即所有变量皆为一阶单整，I(1)。2 协整检验。检验一阶单整变量之间是否存在协整关系的常用方法是E n g e l G r a n g e r 两步法和J o h a n s e n 检验法，由于E G 两步法常用于检验两个变量之间的关系，而本文
20、研究的是多变量之间的协整关系，所以采用J o h a n s e n 检验法。在进行协整检验之前，先确定V A R 模型的最佳滞后阶数，通过对应的L R 值、F P E 值、A I C 值、s c值、H Q 值确定模型1 的最佳滞后阶数为1、模型2 的最佳滞后阶数为2。通过模型选择的联合检验，确定协整检验中允许序列有线性趋势项，协整方程有截距和线性趋势项。首先对上文中模型1 进行协整检验，协整关系的检验结果见表2。7 9 万方数据廑求金融譬院学于艮2 0 0 9 年第4 期注：*表示在1 0 显著性水平下的临界值，其余为l 显著性水平下的临界值。表2C P I、汇率、石油价格、G D P、M
21、和中美利差的协整关系检验结果注：m 表示在5 显著性水平上拒绝原假设。迹统计量和最大特征值统计量都表明，在5 的显著性水平上，中国消费物价指数、汇率波动、石油价格、国内产出、货币供应量和中美利差之间存在3 个协整方程。正规化后的长期协整关系可以表示为：L nC P I=1 0 5 8 0 0 1 3 9 t 一0 1 0 2 9 l n N E E R 一1 2 3 4 1 n G D P+1 0 2 9 l n M+0 0 7 9 I N O I L+0 0 1 3 9 I(0 0 0 3 4 1)(0 1 0 4 1)(0 1 0 1 8)(0 2 6 6 1)(0 0 2 8 5)(0
22、0 0 3 2 6)按照前面说明的价格传递过程，还对模型2 进行了协整检验(表3)。表3P P I、汇率、石油价格、G D P、M 和中美利差的协整关系检验结果注：表示在5 显著性水平上拒绝原假设。迹统计量和最大特征值统计量都表明，在5 的显著性水平上，中国生产者物价指数、汇率波动、石油价格、国内产出、货币供应量和中美利差之间存在1 个协整方程。该协整关系可以表示为：L n P P I=7 5 2 5 6+0 2 7 2 t+0 0 4 6 2 1 n N E E R+2 4 5 7 1 1 n G D P 一1 9 3 0 2 1 n M 一2 2 4 4 I N O I L 一0 3 0
23、7 7 1(0。0 7 6 1)(2。2 8 0 2)(2 9 5 6 5)(5 8 2 3 2)(0 6 5 5 3)(0。0 7 7 6)由第一个协整关系分析，从长期来看，中国消费者物价与汇率的波动、国内产出负相关，与货币供应量、石油价格和中美利差正相关。当名义有效汇率下降，会引发国内消费物价的上涨，C P I 对名义有效汇率的弹性为一0 1 0 9 2。由第二个协整关系分析，中8 0 万方数据吉玉萍，人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究国生产者物价指数与汇率的波动正相关，P P I 对名义有效汇率的弹性为0 0 4 6 2，消费者物价指数对汇率变动的弹性大于生产者物价指数对汇率变动的弹
24、性，即汇率波动对消费者物价的传递效应要高于对生产者物价的传递效应。同时，综合比较各个因素对物价指数变动的影响，可以清晰地看出，汇率波动和中美利差的变化对国内物价的影响要远小于国内产出和货币供应量对物价的影响，这与中国半开放的经济体制现状和国内有效的货币政策相吻合。3 格兰杰因果检验。对C P I 的数据进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表4、表5。就短期而言，在1 0 的显著性水平下，M、N E E R、C P I、I 这四个变量之问存在三种因果关系：货币供应量和中国消费物价指数之间存在着单向的因果关系：货币供应量的变化会导致C P I 的变化；货币供应量和汇率波动之间也存在着单向的因果关系：
25、货币供应量的变化会引发汇率的波动；中美利差是中国C P I 变动、汇率波动的格兰杰原因。同时，检验结果也表明汇率的波动不是中国消费物价指数波动的格兰杰原因，而中国消费物价指数也不是汇率波动的格兰杰原因，两者互不为因果关系。对P P!的检验结果也表明，中国生产者价格指数和汇率波动互不为格兰杰因果关系。D(L N C P I)D(L N N E E R)D(L N G D P)D(L N M)D(L N O I L)D(I)D(L N P P I)D(L N N E E R)D(L N G D P)D(L N M)D(L N O I L)D(I)4 误差修正模型。在各变量间协整关系的基础上，考察变
26、量之间由短期波动向长期波动调整的误差修正模型。误差修正模型的表达式如下：D(L N C P I)=一0 6 7 8 3+(L N C P I(一1)一0 1 0 2 7+L N M(一1)+0 0 0 7 2+L N O I L(一1)+5 5 3 9 e 一0 0 5+I(一1)+0 0 0 1 2+t 一3 6 6 3)+0 0 0 3 8(L N N E E R(一1)+0 1 5 3 34L N M(一1)一0 0 9 5+L N O I L(一1)一0 0 0 5 3+I(一1)+0 0 0 0 1+t 一5 8 0 5)十0 0 3 2 34(L N G D P(一1)一0 7 6
27、 3 3+L N M(一1)一0 0 6 1 9+L N O I L(一1)一0 0 1 0 8+I(一1)+0 0 1 0 3+t+2 5 9 4)+1 0 4 3 e 一0 0 5(5)8 1 万方数据鹰隶金融学院学报2 0 0 9 年第4 期D(L N P P I)=一0 0 0 0 7 5+(L N P P I(一1)一0 0 4 6 2 L N N E E R(一1)一2 4 5 7 L N G D P(一1)+1 9 3 0+L N M(一1)+2 2 4+L N O I L(一1)+0 3 0 7+I(一1)一0 2 7 2+t 一7 5 2 5)+0 5 1+D(L N P P
28、 I(一1)一0 0 2 7 6+D(L N N E E R(一1)一0 0 0 6 6+D(L N G D P(一1)+0 0 1 3 3 7+D(L N M(一1)+0 0 3 9 8+D(L N O I L(一1)+0 0 0 1 6 8+D(I(一1)一0 0 0 0 5(6)表达式(5)、(6)中消费者物价指数、生产者物价指数的误差修正系数分别是一0 6 7 8 5 和一0 0 0 0 7 5，表明人民币汇率波动对国内物价的传递效应具有由短期波动到长期均衡调整的自我修正的“负反馈”调整机制。如果人民币汇率变动在当年对国内物价产生负面影响，那么第二年误差修正项就会逐渐减弱这种影响，使其
29、回归到长期均衡路径。(三)脉冲响应脉冲响应函数反映的是在扰动项上加一个一次性的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。给定自变量变动的一个标准差冲击，分别考察人民币名义有效汇率、国内实际产出、国内货币供应量、国际石油价格、中美利差的正向冲击对国内物价的响应函数。将脉冲响应时间设定为1 2 期，横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示国内物价的变化，本文采用广义脉冲响应函数法(图2)。234567891 0l l1 2R e s p o n s eo f L N C P lt oI图2中国消费者物价指数对各变量冲击的脉冲响应函数曲线中国的消费者物价指数受到一个单位正向标准差的名义有效汇率冲击后
30、，在滞后1 期的时间内冲击效应为正，但长期的冲击效应为负，名义有效汇率下降会导致消费者物价的上升，物价的波动幅度在0 0 5 左右。C P I 受到一单位的国内产出冲击后，在滞后1 2 期内，冲击效应为负，从滞后3 期开始趋于一个稳定的正向冲击效应，说明增加国内产出扩大商品的供给，可以在短期内稳定物价，但长期无效。C P I 受到一个单8 2 万方数据吉玉萍，人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究位的石油价格冲击后，在滞后1 期内冲击效应为正，石油价格的上升会引发消费者物价的上升，但由于消费者的理性消费，长期的冲击效应为负。利率对C P I 的冲击效应为正，且逐渐递减。在模型各个变量的冲击中，
31、货币供应量对中国消费者物价指数的正向冲击效应最强，货币供应量增加，C P I 上升，一单位正向标准差的货币量引发消费物价的波动幅度达到O 0 8(图3)。R e s p o n s eo f L N P P It oL N N E E RR e s p o n s eo f L N P P It oL N G D PR e s p o n s eo f L N P P It oL N MR e s p o n s eo f L N P P It oL N O I LR e s p o n s eo f L N P P It oI图3中国生产者物价指数对各变量冲击的脉冲响应函数曲线与消费者物价不
32、同，中国的生产者物价指数受到一个单位正向标准差的名义有效汇率冲击后，冲击效应为正，且生产者物价的波动幅度小于消费者物价波动幅度。P P I受到一单位的国内产出冲击后，冲击效应为正，说明国内产出扩大增加了对原材料的需求，提升生产者物价。P P I 受到一个单位的货币供应量冲击后，冲击效应为正，但物价波动的幅度有限。而在模型各个变量的冲击中，以石油价格为代表的国外价格冲击对中国生产者物价指数的正向冲击效应最强，一单位正向标准差的石油价格上升引发生产物价的波动幅度达到0 6。(四)方差分解基于误差修正模型对中国消费者物价指数和中国生产者物价指数的不同预测期限预测误差的方差分解，考察两者的方差被各变量
33、解释的程度。采用e h o l e s k y 方差分解，分解顺序通过上述的格兰杰因果检验决定，设定滞后期为1 2，分解结果见表6 和表7。方差分解的结果显示，在C P I 的波动中，仅有0 0 0 3 左右的波动可以由汇率波动来解释；除C P I 自身外，货币供应量的波动对C P I 解释程度最大，达到1 1 2。在P P I 的波动中，汇率波动的解释程度从滞后一期的0 0 8 下降到0 0 1，逐渐减弱；而国际石油价格的波动对P P I 的解释程度却在逐渐加强，达到3 3 0 1。方差分解的结果再次验证，人民币汇率波动对中国消费者物价指数和生产者物价指数的影响很小。8 3 万方数据履来金融
34、学院学于艮2 0 0 9 年第4 期五、结论本文在汇率波动的传递机制分析基础上，采用2 0 0 0 2 0 0 7 年的人民币名义有效汇率、国际石油价格、国内产出、货币供应量、中美利差和消费者物价指数、生产者物价指数等月度数据，运用协整检验、格兰杰因果检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解的方法，实证研究人民币汇率变动对国内物价的传递效应，得出如下结论：1 长期而言，汇率波动、石油价格、国内产出、货币供应量、中美利差和中国消费者物价指数存在协整关系；中国生产者物价指数和上述的变量之间也存在协整关系。但是名义有效汇率波动对物价指数的传递效应并不明显。从长期协整关系来看，C P I 对名义有效
35、汇率的弹性为一0 1 0 9 2，P P I 对名义有效汇率的弹性仅为0 0 4 6 2；从格兰杰因果检验来看，消费者物价指数和汇率波动之间互不为因果关系；生产者物价指数和汇率波动之间也互不为因果关系。2 从协整关系和脉冲响应函数分析，汇率波动对C P I 和P P I 的作用方向是相反的，C P I 与汇率波动负相关，而P P I 与汇率波动正相关，这是对以往文献实证结果的一8 4 万方数据吉玉萍人民币汇率波动对国内物价的传递效应研究个突破。也就是说，当人民币升值时，如果其他因素保持不变，长期来看，中国的C P I 应该随着名义有效汇率的下降而上升，P P I 则是下降的。这是因为P P I
36、 主要衡量的是生产资料的价格，中国有大量的生产资料都是依靠进口。随着人民币的升值，进口的原材料价格相应下降，引发生产者物价的下降。另一方面，汇率升值，出口商品价格上升，导致出口下降，出口部门开工不足，新增投资不足也会导致P P I 下降，这是汇率波动从进出口价格传递途径上对国内物价的影响；而C P I 的变化则是因为汇率波动引发国内外货币供应量的扩张，带来消费者物价的上升，这是汇率波动从货币供应量途径上对国内物价的影响。但从更长远的角度来看，由于P P I 是C P I 的先行指标，生产者物价的下降意味着生产成本的降低，必然会引发未来消费者物价的下跌。3 上述的结论仅仅是从汇率波动角度进行的研
37、究。然而，无论从协整关系的系数比较，还是脉冲响应的变动幅度分析，再到方差分解中各因素对C P I 和P P I 波动的解释程度研究，都可以发现，在中国国内物价变动中，起最大影响作用的并不是汇率波动。受篇幅和模型所限，本文对国内物价的影响因素并没有考虑完全，模型中C P I 的变动主要受货币供应量的影响，P P I 的变动主要受国际油价的影响。当前在国际原油和大宗商品价格持续上涨的背景下，国内燃料动力类、黑色金属材料类、有色金属材料类等的价格持续攀升，生产者物价指数大幅上涨，且涨势加快。C P I 由于受到中国货币政策和财政政策的有效控制，目前涨势趋缓，甚至出现回落的态势。这些现象更充分地说明人
38、民币升值对国内物价的传递效应是极其有限的。参考文献：1 陈六博，刘厚俊人民币汇率的价格传递效应基于V A R 模型的实证分析 J 金融研究，2 0 0 7(4)2 L e i t hJ C l a r k，1 9 9 1 T h eE x c h a n g eR a t ea n dt h eP r i c eL e v e li naS m a l lO p e nE c o n o m y：B o t s w a n a，J o u r n a lo f P o l i c y M o d e l i n g，V 0 1 1 3，N o 2：3 0 9-3 1 3 W o oW i n
39、g，H o o p e rP e t e r，1 9 8 4 E x c h a n g eR a t e sa n dt h eP r i c e so fN o n f o o d，N o n f u e lP r o d u c t s，B r o o k i n g sP a p e r so nE c o n o m i cA c t i v i t y，V 0 1 1 9 8 4，N o 2：5 1 1-5 3 6 4 K i m，K i H e，1 9 9 8 U sI n f l a t i o na n dt h eD o l l a rE x c h a n g eR a
40、t e：AV e c t o rE r r o rC o r r e c t i o nM o d e l，A p p l i e dE c o n o m i c s，V 0 1 3 0，N o 5：6 1 3-6 1 9 5 卜永祥人民币汇率变动对国内物价水平的影响 J 金融研究，2 0 0 1(3)6 G o l d b e r g，P，a n dM i c h a e lK，1 9 9 7 G o o d sP r i c e sa n dE x c h a n g eR a t e s：W h a tH a v eW eL e a r n e d?J o u r n a lo fE
41、c o n o m i cL i t e r a t u r e，V 0 1 3 5，N o 3：1 2 4 3 1 2 7 2 7 K r u g m a nP，1 9 8 9 P r i c i n gt oM a r k e t 觋e nt h eC h a n g eR a t eC h a n g e s，I nR e a l I n a n c i a lL i n k a g e sA m o n gO p e nE c o n o m i e s，4 9-7 0 C a n b r i d g e：M I TP r e s s 8 毕玉江，朱钟棣人民币汇率变动的价格传递效应基于
42、协整与误差修正模型的实证研究 J 财经研究，2 0 0 6(7)9 陈浪南，何秀红，陈云人民币汇率波动的价格传导效应研究 J 国际金融研究，2 0 0 8(6)1 0 D e v e r e u xM B a n dE a g l eC，2 0 0 3 M o n e t a r yP o l i c yi nt h eO p e nE c o n o m yR e v i s i t e d：P r i c i n gS e t t i n ga n dE x h a n g e-r a t eF l e x i b i l i t y，R e v i e wo fE c o n o m i
43、 c sS t u d i e，V 0 1 7 0，N o 4：7 6 5 7 8 3 8 5 万方数据廑柬金融謦院学报12 0 0 9 年第4 期T a k a t o s h iI t o，Y u r iN S a s a k ia n dK i y o t a k aS a t o,2 0 0 5 P a s s-t h r。u g h。fe x c h a n g er a t ec h a n g e sa n dm a o m e。?n。m i cs h o c k st。d o m e s t i ci n f l a t i o ni nE a s t e r nA s i a
44、 nC O u n t r i e s，R I E T ID i s c u s s i o nP a p e rS e r i e s0 5 一E 旬2 0 1 2 I i k k aK o r h o n e n，P a u lW a c h t e l，2 0 0 6 AN o t eo nE x c h a n g eR a t eP a s s-t h I o u g hi nC I SC o u n t r i e s R e s e a r c hi nI n t e r n a t i o n a lB u s i n e s sa n dF i n a n c e，V 0 1
45、 2 0，N o 2：2 1 5-2 2 6 1 3 D e l l m o，H a n s，1 9 9 6 R e l a t i o n s h i p sb e t w e e nS w e d i s hP r o d u c e ra n dI m p o r tP r i c e sa n dt h eC P I S v e r i g e sR i k sb a n kW o r k i n gP a p e r，N o 2 9 1 4 T a y l o rJ B，2 0 0 0 L o wI n f l a t i o n，P a s s t h r o u g h，a n
46、dt h eP r i c i n gP o w e ro fF i r m s，E r o p e o nE c o n o m i cR e v i e w，V 0 1 4 4，N o 7：1 3 8 9 1 4 0 8 1 5 M i c h a e lB D e v e r e u x，C h a r l e sE n g e l，2 0 0 2 E x c h a n g eR a t eP a s s t h r o u g h，E x e h a n g eR a t eV o l a t i l i t y，a n dE x c h a n g eR a t eD i s c
47、o n n e c t，J o u r n a lo fM o n e t o r yE c o n o m i c s，V 0 1 4 9，N o 5：9 1 3 9 4 0 1 63Z u l f i q a rH y d e r，S a r d a rS h a h，2 0 0 4 E x c h a n g eR a t eP a s s t h r o u g ht oD o m e s t i cP r i c e si nP a k i s t a n S t a t eB a n ko fP a k i s t a nW o r k i n gP a p e r，N o 5 1
48、 7 M c k i n n o na n dO h h o，1 9 9 7 D o l l a ra n dY e n：R e s o l v i n gE c o n o m i cl n 0，彤i c tB e 埘e e nT h e U n i t e dS t a t e sa n dJ a p a n，M a s s a c h u s e t t sI n s t i t u t eo fT e c h n 0 1 0 9 yP r e s s(责任编辑兰叶)AS t u d yo nP a s s-t h r o u g hE f f e c to fR M BE x c h
49、a n g eR a t eV o l a t i l i t yt oD o m e s t i cP r i c e sJ iY u p i n g(S c h o o lo fB u s i n e s s，E a s tC h i n aN o r m a lU n i v e r s i t y，S h a n g h a i2 0 0 2 4 1，C h i n a)A b s t r a c t：A st h ep a s s t h r o u g he f f e c t so fn o m i n a le x c h a n g er a t et ot h ed o m
50、 e s t i cc o n s u m p t m np r i c ea n dt h ep r o d u c t i o np r i c es h o w n，n o m i n a le x c h a n g er a t ev o l a t i l i t vi sn e g a t i v e l yc o r r e l a t e dt oc o n s u m e rp r i c e sa n dp o s i t i v e l yc o r r e l a t e dt op r o d u c t i o nD r i c e s H o w e v e r