基于VAR模型的人民幣內(nèi)外價值偏離原因的實證分析

姜霞

（1.中南民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，武漢430074；2.北卡羅萊納大學(xué)教堂山分校中國城市研究中心，美國北卡羅萊納27514）

0 引言

根據(jù)卡塞爾的購買力平價理論，在一價定律成立的條件下，一國貨幣的對內(nèi)對外價值應(yīng)該趨于一致。然而，自2005年我國實行以市場供求為基礎(chǔ)、有管理的浮動匯率制度以來，人民幣出現(xiàn)對內(nèi)貶值的同時，對主要國家貨幣呈現(xiàn)出較大幅度的升值趨勢。美元對人民幣中間價自2015年7月的6.11漲至6.75，漲幅10.4%，歐元對人民幣中間價漲幅11%，日元對人民幣中間價漲幅32.3%。截止2016年5月，CPI累計漲幅30%，名義有效匯率累計漲幅23%，這意味著以CPI為對內(nèi)價值標(biāo)志的貨幣購買力貶值30%，而以名義匯率為對外價值標(biāo)志的貨幣購買力升值23%。國內(nèi)學(xué)者把“人民幣對內(nèi)貶值對外升值”現(xiàn)象稱為人民幣價值偏離。人民幣內(nèi)外價值偏離作為一種新貨幣現(xiàn)象，已經(jīng)成為我國經(jīng)濟內(nèi)部失衡與外部失衡并存的重要表現(xiàn)，使我國內(nèi)外部均衡目標(biāo)之間產(chǎn)生沖突。國內(nèi)眾多出口型企業(yè)面臨嚴(yán)重的財務(wù)困境，金融宏觀調(diào)控陷入了“米德沖突”。給政府政策制定帶來了極大困難。人民幣價值偏離問題不僅給理論界帶來了挑戰(zhàn)，也給政府提出了難題。因此，探索人民幣價值偏離的原因，對我國貨幣政策研究和宏觀經(jīng)濟健康發(fā)展有著非常重要的理論和現(xiàn)實意義。

針對人民幣價值偏離成因問題究，國內(nèi)學(xué)者從理論和實證上進行了大量的研究。理論研究方面,杜文（1995）[1]指出成本推動型通貨膨脹和國內(nèi)外匯供過于求是造成1994年人民幣內(nèi)外價值背離的主要成因。曹紅輝和劉華釗（2007）[2]認(rèn)為我國出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略和相應(yīng)的外匯管理體制是導(dǎo)致人民幣價值偏離形成的原因。裴平和吳金鵬（2006）[3]認(rèn)為人民幣價值偏離形成的主要原因是外貿(mào)管理政策不對稱、資本管制不對稱和外匯交易制度的不對稱。貝多廣等（2007）[4]認(rèn)為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡、國際收支的持續(xù)順差及人民幣供給的大幅增加是造成人民幣內(nèi)外價值背離的根源。吳少新等（2011）[5]認(rèn)為投資導(dǎo)向型與出口導(dǎo)向型增長模式是形成人民幣內(nèi)外價值偏離的直接原因，同時提出人民幣價值偏離的傳導(dǎo)機制是外匯儲備持續(xù)增加，導(dǎo)致我國基礎(chǔ)貨幣投放過多，引起人民幣內(nèi)外價值偏離。江春和騰蕓（2011）[6]從國際收支順差和匯率制度方面分析了人民幣價值背離的原因，指出收入分配失衡和企業(yè)家精神壓抑是造成價值背離的宏觀經(jīng)濟原因。袁仕陳和何國華（2011）[7]從制度因素方面入手，認(rèn)為我國現(xiàn)行經(jīng)濟結(jié)構(gòu)扭曲、收入分配制度、社會保障制度、中央和地方財稅分割制度等方面存在的嚴(yán)重缺陷是導(dǎo)致人民幣內(nèi)外價值偏離的主要原因。李用俊和趙曙東（2013）[8]從非平衡性視角分析了人民幣的價值偏離，認(rèn)為當(dāng)中國勞動生產(chǎn)率的增長進入一個平穩(wěn)的階段，人民幣內(nèi)外價值的悖論就可能消失。實證研究方面,徐煒和黃炎龍（2007）[9]利用SVAR模型，分析了人民幣匯率變化的動態(tài)波動效應(yīng)，認(rèn)為人民幣的對外價值與對內(nèi)價值存在偏離。呂劍（2007）[10]引入國際石油價格這個外部變量,運用誤差修正模型分析了人民幣匯率變動對國內(nèi)物價的傳遞效應(yīng)，并得出結(jié)論：人民幣匯率變動從長期看，顯著影響了國內(nèi)物價水平。朱建平（2011）[11]通過計量手段分析了2005—2010年間人民幣內(nèi)外價值關(guān)系，結(jié)果表明人民幣對內(nèi)價值與對外價值之間并不存在長期均衡，同時也分析了人民幣對內(nèi)價值和對外價值間的相互影響。劉雪燕和季永寶（2015）[12]運用VAR模型、脈沖響應(yīng)沖擊和方差分解方法，實證驗證了中國經(jīng)濟增長模式引致人民幣內(nèi)外價值背離的機制，并提出我國“三高”的發(fā)展模式是導(dǎo)致人民幣內(nèi)外價值背離的根本原因。

鑒于目前研究中存在的不足，本文構(gòu)建VAR模型，在變量選擇上區(qū)別于以物價指數(shù)和名義有效匯率與貨幣存量和外匯儲備構(gòu)建向量的自回歸模型。綜合考慮影響物價的直接因素并進行整體動態(tài)研究，結(jié)合經(jīng)濟金融學(xué)相關(guān)理論進行實證結(jié)果分析，探討人民幣“外升內(nèi)貶”的根源及形成機制，加快和完善人民幣匯率形成機制。

1 模型選擇與變量選取

向量自回歸模型（VAR模型），由1980年克里斯托弗·西姆斯（Christopher Sims）提出，是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立的模型。它把系統(tǒng)內(nèi)的變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。本文最終選擇名義有效匯率指數(shù)、消費者價格指數(shù)、M1和外匯占款四個變量進行系統(tǒng)動態(tài)研究。將VAR（P）模型設(shè)定為：

其中，A1,…,Ap分別是(n×n)待估計的系數(shù)矩陣；p是滯后階數(shù)；Ct是殘差項。本文選取的變量如下：

（1）名義匯率指數(shù)（簡稱匯率）：常用的有實際有效匯率指數(shù)和名義匯率指數(shù)兩個指標(biāo)，二者的區(qū)別在于名義有效匯率指數(shù)沒有剔除各國物價。本文研究的是對內(nèi)價值與對外價值的關(guān)系分析，不宜剔除物價，故而選擇名義有效匯率指數(shù)作為對外價值的替代變量。

（2）物價指數(shù)（簡稱物價）：常用物價水平指標(biāo)有CPI和PPI。由于消費價格指數(shù)CPI的核算中并沒有包括房地產(chǎn)價格指數(shù)，存在缺陷。但考慮到PPI是生產(chǎn)者價格指數(shù)，并且房地產(chǎn)價格指數(shù)自2005年以來呈現(xiàn)上升通道，同時考慮到構(gòu)建包括房價指標(biāo)的困難性，而CPI仍是一個很好的替代變量，故選擇CPI作為對內(nèi)價值的替代變量。由于國家統(tǒng)計局一般只給出月度環(huán)比和同比數(shù)據(jù)，故本文將其以2005年7月為基數(shù)，將環(huán)比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為定基指數(shù)。

（3）貨幣存量（簡稱M1）：常用的指標(biāo)有M1、M2，根據(jù)以往研究結(jié)果，M1比M2更具可控性，M1與貨幣政策最終目標(biāo)的相關(guān)性好于M2。同時，我國貨幣當(dāng)局在實踐中將M1作為貨幣政策的中介目標(biāo)，將M2作為觀測目標(biāo)。因此，本文選取M1作為貨幣存量的衡量指標(biāo)。

（4）外匯占款：替代變量可以考慮選擇外匯儲備和外匯占款。而據(jù)張明和徐以升（2008）[13]的觀點，外匯儲備余額不僅包括匯率上升引起的余額增加，還包括國際債券等投資收益的變動，由于這部分的數(shù)據(jù)并不容易測算，需要很多合理的假設(shè)才能測算出來，具有主觀性。外匯占款卻不需要考慮這樣的復(fù)雜性，同時據(jù)冷瑞華（2012）[14]研究，外匯占款與貨幣存量具有很強的相關(guān)行，因此本文選擇外匯占款作為替代變量。

上述指標(biāo)均取自然對數(shù)（下文平穩(wěn)性檢驗顯示均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，故均選擇一階差分后的數(shù)據(jù)進行實證分析，用D表示差分，L表示自然對數(shù)）。本文實證分析部分均用DLCPI表示物價指數(shù)的自然對數(shù)的差分；DLMYHL表示匯率自然對數(shù)的差分；DLM1表示貨幣存量自然對數(shù)的差分；DLWZ表示外匯占款自然對數(shù)的差分。本文實證檢驗的考察期為2005年7月到2016年5月，共計131個月度數(shù)據(jù)。經(jīng)濟指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)、中國統(tǒng)計局網(wǎng)站以及Choice數(shù)據(jù)庫；外匯占款數(shù)據(jù)來源于中國外匯管理局。所有實驗過程均由軟件Eviews 8.0完成。

2 實證分析

實證分析的首要前提是數(shù)據(jù)平穩(wěn)，如果不是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，必須進行差分，當(dāng)進行到第i階差分時間序列是平穩(wěn)，且所有檢驗序列均服從同階平穩(wěn)時就稱為單整，則說明原變量序列服從i階單整，記號I(i)，數(shù)據(jù)平穩(wěn)才可以進行Granger因果檢驗等后續(xù)檢驗分析。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

本文用匯率、物價與外匯占款、M1等進行ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

從表1看出，在1%臨界值水平下，四個數(shù)據(jù)未差分之前全部是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，一次差分之后均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，服從一階單整I（1）。在VAR模型建立之前必須先確定模型滯后階數(shù)，檢驗結(jié)果給出了5個選擇標(biāo)準(zhǔn)，其中兩個表示選擇滯后1階，因此本文選擇滯后1階作為模型的滯后階數(shù)。

2.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在建立VAR模型之前，需要確定變量間的相互關(guān)系，即用物價和匯率、M1和外匯占款的數(shù)據(jù)檢驗是否有顯著的Granger關(guān)系。選擇的數(shù)據(jù)均為一階差分后的數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)平穩(wěn)），滯后階確定因素有兩個：一是AIC和SC最小信息原則，二是所選四個變量均存在滯后性，特別是M1，央行通過調(diào)控基礎(chǔ)貨幣來相機選擇失業(yè)率和通脹率，然而貨幣傳導(dǎo)機制又存在滯后性，使得M1對物價存在滯后性。所以本文選擇滯后期數(shù)為12期（即12個月）。檢驗結(jié)果如下頁表2所示（只給出部分結(jié)果）。

從表2中可以看出：首先，M1、外匯占款和匯率都拒絕不是引起物價指數(shù)變動的原假設(shè)，意味著M1、外匯占款和匯率都是引起物價指數(shù)變動的格蘭杰原因，這符合本文的預(yù)想，即物價上漲的原因是外匯占款增長和M1增加。同時，物價也是引起匯率變動的格蘭杰原因。其次，實證結(jié)果顯示在10%的顯著性水平下，拒絕匯率不是外匯占款格蘭杰原因的原假設(shè)，即匯率是外匯占款的格蘭杰原因,匯率在一定程度上影響著外匯占款。最后，實證結(jié)果接受外匯占款不是匯率格蘭杰原因的原假設(shè)，拒絕外匯占款不是物價變動的原假設(shè)，說明外匯占款是CPI的格蘭杰原因卻不是匯率的格蘭杰原因。這個結(jié)論不太符合經(jīng)濟預(yù)想，在此給出的解釋是：匯率的影響因素還存在外生變量——熱錢。2005年匯率制度改革以來，人民幣一直保持著升值預(yù)期，由于存在人民幣升值的預(yù)期，投機的熱錢就會干預(yù)匯率的正常變動，因此只能通過數(shù)據(jù)看到外匯占款和匯率的微弱關(guān)系。

表2 格蘭杰因果檢驗

2.3 VAR模型建立

為了選擇VAR模型滯后階數(shù)，本文進行滯后階數(shù)檢驗，結(jié)果顯示應(yīng)該選擇滯后1階，故建立滯后1階的VAR模型。如表3所示。

表3 VAR（2）結(jié)果

根據(jù)表3建立的VAR（2）模型，可進行以下分析：

（1）外匯占款對物價指數(shù)的影響

模型中外匯占款（DLWHZK）滯后一期對物價指數(shù)影響系數(shù)為0.000275，并且P值為0.00016，在1%的水平下顯著，這意味著滯后一期的外匯占款增加會引起物價上升。其主要原因是：一方面，我國實行的是銀行結(jié)匯制度，增加的外匯儲備必然通過外匯占款形式向社會輸送貨幣存量，相當(dāng)于央行發(fā)行貨幣；另一方面，央行必然采取措施應(yīng)對，而應(yīng)對的政策主要是通過存款準(zhǔn)備金率等貨幣工具進行貨幣沖銷。由于外匯占款滯后一期的系數(shù)0.000275大于0，即長期中外匯占款的增長會引起物價上升，意味著從長期的角度來看，我國實施針對外匯占款形式向社會輸送的貨幣沖銷政策效率有待提高。

（2）M1對物價的影響

M1滯后一期對物價的影響系數(shù)為0.000317且顯著性檢驗P值為7.0e-05，通過了顯著性檢驗，系數(shù)值均介于0～1之間。這說明M1增長會引起物價上漲，符合經(jīng)濟學(xué)基本原理。由于影響系數(shù)為0.000317大于0，所以從長期來看，M1上升會引起物價不可逆回的上漲。

對于VAR模型，本文進行了穩(wěn)定性檢驗。如果被估計的模型所有根的模的倒數(shù)小于1，則說明所建立的模型是穩(wěn)定的。反之，如果存在根的模的倒數(shù)大于1，那么說明所建立的模型是不穩(wěn)定的，這時，某些結(jié)果將不再具有有效性。本文數(shù)據(jù)檢驗的結(jié)果是模型中所有根的模的倒數(shù)都小于1，說明構(gòu)建的四變量VAR模型是穩(wěn)定的。

2.4 脈沖響應(yīng)與方差分解

以上步驟分析了對內(nèi)貶值的形成原因及影響與匯率和外匯占款之間的關(guān)系。為分析M1和外匯占款對物價的動態(tài)關(guān)系，還需要進行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。如圖1、圖2、表4所示。

圖1 M1對物價的脈沖響應(yīng)圖

圖2 外匯占款對物價的脈沖響應(yīng)圖

表4 DLCPI方差分解

（1）M1對物價的脈沖響應(yīng)圖

從圖1中可以看出，在第一個月給M1的一個單位新息的正向沖擊，首先會引起物價增長率緩慢上升，第二個月增長率達(dá)最大值，隨后下降，并在4個月后穩(wěn)定在零增長率這一均衡水平。也就是說M1的某個沖擊會引起物價的同方向的沖擊，而且這種沖擊的影響在4個月后會消失。換句話說，M1增加會對物價上漲具有拉動作用，但會很快消失?？梢杂酶ダ锏侣呢泿艛?shù)量論來解釋，即MV=PY（貨幣量與速度的乘積等于物價和產(chǎn)出的乘積）。首先假定產(chǎn)出和流通速度不變，當(dāng)M1增加時，會引起物價上漲（上漲的速度近似等于M1增長率）。其次，在一兩個月內(nèi)，仍然保留產(chǎn)出不變假定而假定貨幣流通速度發(fā)生變化，此時，貨幣流通速度會因為M1增加而變大，因而具有拉動作用（此時物價的變動率近似等于M1增長率與流通速度變化率之和）。

（2）外匯占款對物價的脈沖響應(yīng)圖

從圖2可知，在第一個月給對外占款一個沖擊后（即增加外匯占款），影響物價的變動。在第二期達(dá)到最大值，以后開始回落，第五個月后穩(wěn)定收斂于0。說明外匯占款對物價指數(shù)有影響而且是負(fù)面的影響。一方面，由于我國的實行銀行結(jié)匯制，外匯儲備的增加會引起外匯占款的增加，還會引起貨幣存量上漲，其效果相當(dāng)于M1增加。另一方面，央行會采取貨幣沖銷工具沖銷掉這部分外匯占款，同樣會引起貨幣存量減少，進而引起物價下跌。

（3）方差分解表分析

表4中，M1對物價貢獻(xiàn)率在第十個月為21.525%，外匯占款對物價的貢獻(xiàn)率在第十個月為2.02%，即M1對物價影響存在大約10個月的滯后效應(yīng)，而外匯占款長期影響著物價，兩者總和貢獻(xiàn)率23%，相對顯著?？梢缘贸鼋Y(jié)論：外匯占款對物價CPI的影響具有很強的滯后效應(yīng)，M1同樣存在長期滯后效應(yīng)。

2.5 Johansen協(xié)整檢驗

為確定匯率和物價、M1和外匯占款是否存在長期均衡，還需要做多變量的協(xié)整分析。常用的有Johansen協(xié)整檢驗和EG協(xié)整檢驗，由于模型中有四個變量，因此適合用Johansen協(xié)整檢驗。檢驗給出了兩種結(jié)果，分別是特征根跡檢驗（trace檢驗）和最大特征值檢驗，顯示均存在四個長期均衡關(guān)系，所以本文只給出trace檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5 Johansen檢驗結(jié)果

由表5可知，trace檢驗在0.05水平下有4個協(xié)整方程,說明物價、匯率、M1和外匯占款之間存在著在長期均衡關(guān)系。即長期中，在外匯占款和M1持續(xù)上漲條件下，物價的暫時下降會再被拉回來。換言之，長期中對內(nèi)貶值和對外升值關(guān)系是相互對應(yīng)的。

3 結(jié)論

本文得到以下結(jié)論：首先，匯率對物價具有傳導(dǎo)作用，而物價對匯率也有一定的影響。通過格蘭杰因果檢驗和VAR模型分析得出的原因是：物價與匯率的傳導(dǎo)機制是通過外匯占款這一變量實現(xiàn)的。其次，在外匯占款和貨幣存量持續(xù)增長下，人民幣內(nèi)外價值偏離現(xiàn)象將一直存在。而上述的Johansen協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)四個變量存在著長期均衡關(guān)系，通過VAR模型方差分解可知，在物價的變化中除去物價（CPI）自身75.2%的解釋外，有24.7%的變化可由M1和外匯占款解釋。綜合可知，只要滿足M1和外匯占款增長條件下，物價和匯率將持續(xù)偏離。最后，外匯儲備通過外匯占款形式向社會輸送貨幣量使得物價指數(shù)上升。通過分析方差分解表得出：外匯占款長期影響著物價，這可以通過弗里德曼的貨幣數(shù)量論來解釋，得出外匯占款是引起物價指數(shù)上升的原因，其作用相當(dāng)于央行發(fā)行新貨幣。也就是說，外匯占款對物價的影響具有很強的滯后效應(yīng)。

[1] 杜文.人民幣“內(nèi)貶外升”淺析[J].國際貿(mào)易，1995,（5）.

[2] 曹紅輝,劉華釗.人民幣對外升值對內(nèi)貶值[J].資本市場，2007,(11).

[3] 裴平,吳金鵬.論人民幣內(nèi)外價值偏離[J].經(jīng)濟學(xué)家，2006,（1）.

[4] 貝多廣,朱曉莉.試析人民幣對外升值與對內(nèi)貶值并存[J].經(jīng)濟研究，2007,（9）.

[5] 吳少新,江春,楊學(xué)東等.人民幣價值悖論下的政策選擇[M].北京：中國金融出版社，2011.

[6] 江春,滕蕓.試析中國國際收支的雙順差——基于企業(yè)家精神的新視角[J].華中科技大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2011,（1）.

[7] 袁仕陳，何國華.人民幣價值沖突：原因、后果與政策[J].鄭州大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2011,（2）.

[8] 李用俊，趙曙東.非平衡性視角的人民幣價值悖論分析[J].財政金融，2013,（1）.

[9] 徐煒,黃炎龍.人民幣內(nèi)外價值偏離的實證分析[J].財經(jīng)問題研究，2007,（6）.

[10] 呂劍.人民幣匯率變動對國內(nèi)物價傳遞效應(yīng)的實證分析[J].國際金融研究，2007,（8）.

[11] 朱建平.2005年匯改后人民幣內(nèi)外價值關(guān)系研究[J].區(qū)域金融研究，2011,（2）.

[12] 劉雪燕,季永寶.人民幣內(nèi)外價值背離問題研究——基于中國發(fā)展模式的思考[J].浙江金融，2015,（5）.

[13] 張明,徐以升.全口徑測算中國當(dāng)前的熱錢規(guī)模[J].當(dāng)代亞太，2008,（4）.

[14] 冷瑞華.外匯占款與通貨膨脹率關(guān)系研究[J].財經(jīng)問題研究，2012,（4）.