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汇率传递效应是指名义汇率变动对一国贸易品的进出口价格和国内物价水平的影响程度。各国政府通常把消费者价格指数（CPI）作为通货膨胀的衡量指标，并根据CPI的变化来制定货币政策和相关的宏观经济政策，以实现物价稳定的宏观经济目标。掌握汇率变动对国内物价的作用效应及这种影响的变化趋势，对于调节我国国际收支平衡和经济发展有重要现实意义。现有文献通常将汇率传递效应看作一个常量，而没有考虑我国近年来的汇率制度改革和经济发展以及开放程度的变化等实际情况，没有考虑汇率价格传递效应的动态变化特性。本文从动态的角度对人民币汇率的价格传递效应实证研究，分析近年来汇率传递效应的变化趋势。
一、实证模型及数据指标选择
本文遵循McCarthy（2000）、Iikka Korhonen（2006）等人的研究方法，考虑了汇率、货币政策、实体经济冲击等各因素对物价水平变动的不同贡献。在实证模型中除考虑汇率因素外，还考虑了国内需求，采用工业增加值作为需求状况的代理变量；近年来我国对外原油的依存度达到了35%，国际原油价格成为影响国内价格的重要因素之一，本文选取国际原油的美元价格表示供给冲击；货币当局会随汇率波动做出反应，这种反应最终将对汇率和国内价格产生影响，将货币供应量纳入模型中以反映货币政策可能对汇率价格传递效应产生的影响。据此构建汇率- 消费者价格传导效应模型如下：
CPI=f（NEER，Y，Oil，M1 ）
其中CPI表示消费者价格指数，代表国内价格水平；NEER表示汇率指标，本文采用人民币名义有效汇率指数；Y代表国内生产总值，表示需求对价格产生的影响；Oil表示国际石油价格，采用Brent原油价格，采用的石油美元价格；M1表示货币供应量，反映货币政策对国内价格水平的影响。
二、实证分析结果分析
本文实证研究数据为2001年1月至2012年06月的月度数据。名义有效汇率指数来自世界银行网站数据库；石油美元价格数据来自美国能源信息管理局网站数据库；货币供应量数据以狭义货币M1存量数据，来自锐思数据库（http：//www.reset.cn）。CPI数据序列通过转换变为定比数据序列；由于GDP数据只有季度数据，没有月度数据，采用工业增加值作为代理变量。CPI数据和工业增加值数据来自锐思数据库。其中CPI和工业增加值表现出了较强的季节性，在实证分析前季节调整。
（一）协整关系检验
采用ADF方法对各变量进行平稳性检验，依据赤池信息准则（AIC）最小化原则选择趋势项、确定常数项是否存在及最优滞后变量阶数。通过检验，各个变量在5%的显著性水平下均不能拒绝原假设，表示具有单位根，为非平稳变量；分别对各个变量取一阶差分，则在1%的显著性水平下均可以拒绝原假设，为平稳变量。
各变量均是不稳定时间序列，由于其一阶差分均是平稳时间序列，因此各变量之间可能具有长期协整关系。本文采用Johansen 检验，方法检验各变量之间是否具有协整关系，通过建立迹统计量和最大特征值似然比统计量来确定各变量之间的协整关系。检验结果表明无论是迹统计量还是最大特征值均可以在5%的置信水平下得出序列之间有1个协整关系的结论。
（二）协整关系实证分析
各变量之间协整关系如下所示：
LnCPI=0.28LnNeer-0.11LnY+0.05LnM1+0.28LnOli
t值 （6.22） （-2.68） （2.71） （7.01） R2=0.77 调整后R2=0.76
从系数的t值可以看出，各系数均是显著的，且模型的R2和调整后的R2均比较高，说明模型的模拟效果较好。长期而言，消费者物价指数与人民币名义有效汇率指数、工业增加值、货币供应量和国际油价之间具有协整关系，并且CPI与名义有效汇率和货币供应量、国际油价正相关，与工业增加值负相关。
人民币汇率变动对CPI影响不大，主要是因为我国CPI计算中的商品有些是不可贸易品，还有些是价格国家管制，如成品油、煤、电等等，汇率变动对其价格基本无影响；其次，汇率传递对价格的传递效应不明显，因此不能基于“支出转换”分析框架来纠正外部失衡，人民币升值也不能解决我国贸易顺差问题。
国际油价的影响程度与汇率基本相同；工业增加值对价格水平的影响为负，且影响程度较小；货币供应量对价格的影响大部分为正，不过影响程度不大，这个结果说明了为什么我国央行试图通过货币政策控制通货膨胀，但是最终效果不好的原因。
（三）汇率传递效应趋势变化
本文采用递归估计方法研究汇率价格传递效应的变化趋势。实证结果表明汇率传递效应在2002年上半年以前基本上是处于增加趋势，而到2004年之间又处于下降趋势，2004年以后到2005年汇率制度改革汇率传递效应处于稳定不变的状态，而2005年7月汇率制度改革后汇率传递效应中轻微下降后保持平稳状态。在样本期开始时汇率传递效应具有增加趋势，随后是下降趋势，而对应时期的通货膨胀是先下降后增加，汇率传递效应的变化与对应时期通货膨胀的变化趋势恰恰相反，与Taylor（2000）提出的货币规则对汇率传递效应的影响结论不一致，同时与国内学者陈浪南（2008）、陈六傅（2007）指出的在我国通货膨胀率越高，汇率对价格的传递效应也越高结论相悖。主要原因是在陈浪南（2008）、陈六傅（2007）的研究中仅仅将样本分为几个不同时期来分析汇率价格传递效应的变化，这样掩盖了每个阶段内汇率传递效应变化详细过程，而本文则采用递归估计的方法更准确地描述了样本期内汇率传递效应的变化情况，结论更可靠、更具有可信度。
从趋势变化中还可以看出，2005年7月汇率制度改革后出现了明显的汇率传递效应减弱，这说明汇率制度改革在一定程度上隔离了汇率波动对我国价格水平的影响，进而减弱了对经济波动的影响，也证明我国的汇率制度改革适应了我国的实际情况，并促进了经济的稳定和发展。
三、结论
本文实证分析了汇率因素、实体经济、货币政策等方面的因素对我国价格水平的影响。主要得出以下结论：
首先，人民币汇率价格传递效应较弱。较低的汇率传递效应为我国央行提供了实行独立货币政策的空间和自由，为我国实施更富弹性的汇率制度提供了支持，为我国人民币通过名义汇率升值来实现实际汇率升值创造了条件。
其次，采用递归回归估计的方法得到近年来人民币汇率传递效应变化趋势，根据得到结果可知近年来汇率传递效应总体趋于下降的趋势，这与以往文献及发达国家的实际情况一致；但是汇率传递效应的变化与通货膨胀变化的关系与Taylor（2000）提出的货币规则对汇率传递效应的影响以及我国相关学者以前的实证分析结果不一致，即我国的实际情况是通货膨胀下降时，汇率传递效应增加，而通货膨胀上升时，汇率传递效应下降。
一、实证模型及数据指标选择
本文遵循McCarthy（2000）、Iikka Korhonen（2006）等人的研究方法，考虑了汇率、货币政策、实体经济冲击等各因素对物价水平变动的不同贡献。在实证模型中除考虑汇率因素外，还考虑了国内需求，采用工业增加值作为需求状况的代理变量；近年来我国对外原油的依存度达到了35%，国际原油价格成为影响国内价格的重要因素之一，本文选取国际原油的美元价格表示供给冲击；货币当局会随汇率波动做出反应，这种反应最终将对汇率和国内价格产生影响，将货币供应量纳入模型中以反映货币政策可能对汇率价格传递效应产生的影响。据此构建汇率- 消费者价格传导效应模型如下：
CPI=f（NEER，Y，Oil，M1 ）
其中CPI表示消费者价格指数，代表国内价格水平；NEER表示汇率指标，本文采用人民币名义有效汇率指数；Y代表国内生产总值，表示需求对价格产生的影响；Oil表示国际石油价格，采用Brent原油价格，采用的石油美元价格；M1表示货币供应量，反映货币政策对国内价格水平的影响。
二、实证分析结果分析
本文实证研究数据为2001年1月至2012年06月的月度数据。名义有效汇率指数来自世界银行网站数据库；石油美元价格数据来自美国能源信息管理局网站数据库；货币供应量数据以狭义货币M1存量数据，来自锐思数据库（http：//www.reset.cn）。CPI数据序列通过转换变为定比数据序列；由于GDP数据只有季度数据，没有月度数据，采用工业增加值作为代理变量。CPI数据和工业增加值数据来自锐思数据库。其中CPI和工业增加值表现出了较强的季节性，在实证分析前季节调整。
（一）协整关系检验
采用ADF方法对各变量进行平稳性检验，依据赤池信息准则（AIC）最小化原则选择趋势项、确定常数项是否存在及最优滞后变量阶数。通过检验，各个变量在5%的显著性水平下均不能拒绝原假设，表示具有单位根，为非平稳变量；分别对各个变量取一阶差分，则在1%的显著性水平下均可以拒绝原假设，为平稳变量。
各变量均是不稳定时间序列，由于其一阶差分均是平稳时间序列，因此各变量之间可能具有长期协整关系。本文采用Johansen 检验，方法检验各变量之间是否具有协整关系，通过建立迹统计量和最大特征值似然比统计量来确定各变量之间的协整关系。检验结果表明无论是迹统计量还是最大特征值均可以在5%的置信水平下得出序列之间有1个协整关系的结论。
（二）协整关系实证分析
各变量之间协整关系如下所示：
LnCPI=0.28LnNeer-0.11LnY+0.05LnM1+0.28LnOli
t值 （6.22） （-2.68） （2.71） （7.01） R2=0.77 调整后R2=0.76
从系数的t值可以看出，各系数均是显著的，且模型的R2和调整后的R2均比较高，说明模型的模拟效果较好。长期而言，消费者物价指数与人民币名义有效汇率指数、工业增加值、货币供应量和国际油价之间具有协整关系，并且CPI与名义有效汇率和货币供应量、国际油价正相关，与工业增加值负相关。
人民币汇率变动对CPI影响不大，主要是因为我国CPI计算中的商品有些是不可贸易品，还有些是价格国家管制，如成品油、煤、电等等，汇率变动对其价格基本无影响；其次，汇率传递对价格的传递效应不明显，因此不能基于“支出转换”分析框架来纠正外部失衡，人民币升值也不能解决我国贸易顺差问题。
国际油价的影响程度与汇率基本相同；工业增加值对价格水平的影响为负，且影响程度较小；货币供应量对价格的影响大部分为正，不过影响程度不大，这个结果说明了为什么我国央行试图通过货币政策控制通货膨胀，但是最终效果不好的原因。
（三）汇率传递效应趋势变化
本文采用递归估计方法研究汇率价格传递效应的变化趋势。实证结果表明汇率传递效应在2002年上半年以前基本上是处于增加趋势，而到2004年之间又处于下降趋势，2004年以后到2005年汇率制度改革汇率传递效应处于稳定不变的状态，而2005年7月汇率制度改革后汇率传递效应中轻微下降后保持平稳状态。在样本期开始时汇率传递效应具有增加趋势，随后是下降趋势，而对应时期的通货膨胀是先下降后增加，汇率传递效应的变化与对应时期通货膨胀的变化趋势恰恰相反，与Taylor（2000）提出的货币规则对汇率传递效应的影响结论不一致，同时与国内学者陈浪南（2008）、陈六傅（2007）指出的在我国通货膨胀率越高，汇率对价格的传递效应也越高结论相悖。主要原因是在陈浪南（2008）、陈六傅（2007）的研究中仅仅将样本分为几个不同时期来分析汇率价格传递效应的变化，这样掩盖了每个阶段内汇率传递效应变化详细过程，而本文则采用递归估计的方法更准确地描述了样本期内汇率传递效应的变化情况，结论更可靠、更具有可信度。
从趋势变化中还可以看出，2005年7月汇率制度改革后出现了明显的汇率传递效应减弱，这说明汇率制度改革在一定程度上隔离了汇率波动对我国价格水平的影响，进而减弱了对经济波动的影响，也证明我国的汇率制度改革适应了我国的实际情况，并促进了经济的稳定和发展。
三、结论
本文实证分析了汇率因素、实体经济、货币政策等方面的因素对我国价格水平的影响。主要得出以下结论：
首先，人民币汇率价格传递效应较弱。较低的汇率传递效应为我国央行提供了实行独立货币政策的空间和自由，为我国实施更富弹性的汇率制度提供了支持，为我国人民币通过名义汇率升值来实现实际汇率升值创造了条件。
其次，采用递归回归估计的方法得到近年来人民币汇率传递效应变化趋势，根据得到结果可知近年来汇率传递效应总体趋于下降的趋势，这与以往文献及发达国家的实际情况一致；但是汇率传递效应的变化与通货膨胀变化的关系与Taylor（2000）提出的货币规则对汇率传递效应的影响以及我国相关学者以前的实证分析结果不一致，即我国的实际情况是通货膨胀下降时，汇率传递效应增加，而通货膨胀上升时，汇率传递效应下降。