中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模與CPI波動(dòng)動(dòng)態(tài)關(guān)系實(shí)證研究

劉曉蘭　譚璐　伍昱銘

摘 要：從二維視角出發(fā)，選取月度數(shù)據(jù)對(duì)中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模與CPI波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，我國外匯儲(chǔ)備與CPI波動(dòng)互為因果，且二者存在長期的協(xié)整關(guān)系；短期內(nèi)，外匯儲(chǔ)備對(duì)CPI波動(dòng)存在正向的沖擊效應(yīng)，外匯儲(chǔ)備和CPI波動(dòng)關(guān)系的階段特征呈現(xiàn)出與我國外匯體制變遷階段相契合的規(guī)律性。為此，提出了削弱外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)影響的政策建議。

關(guān)鍵詞： 外匯儲(chǔ)備；協(xié)整分析；VAR模型；誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F832.63 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A文章編號(hào)：1003—7217（2012）05—0024—06

一、引 言

隨著中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，外匯儲(chǔ)備增長迅速，外匯占款比例不斷上升，已成為我國貨幣供給的主要方式，流動(dòng)性的充裕又成為物價(jià)高企的主要推手。理清外匯儲(chǔ)備規(guī)模與物價(jià)指數(shù)間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，對(duì)于分析貨幣供應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，研究央行貨幣政策效果，深化外匯管理體制改革，具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)價(jià)值。鑒于此，本文擬從長期均衡與短期波動(dòng)的二維視角，探究開放經(jīng)濟(jì)條件下外匯儲(chǔ)備規(guī)模與物價(jià)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)合制度變遷的軌跡，探究二者關(guān)系階段特征的內(nèi)在制度機(jī)理。同時(shí)，借助計(jì)量模型來量化各個(gè)影響因素對(duì)目標(biāo)變量值變動(dòng)的影響程度，建立二者動(dòng)態(tài)數(shù)量關(guān)系，為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控提供政策指引。二、文獻(xiàn)綜述

從國內(nèi)研究來看，由于20世紀(jì)90年代以前我國外匯儲(chǔ)備很少，在趕超戰(zhàn)略的主導(dǎo)下，政府對(duì)物價(jià)、匯率、利率實(shí)行人為控制，各種價(jià)格調(diào)節(jié)機(jī)制失靈，因此對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模與物價(jià)波動(dòng)的關(guān)聯(lián)研究的實(shí)際意義不大，故相關(guān)研究只停留在理論上，鮮見諸文獻(xiàn)中。20世紀(jì)90年代后，隨著我國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，在鼓勵(lì)出口創(chuàng)匯的背景下，外匯規(guī)模不斷擴(kuò)大。此階段，國內(nèi)的主流觀點(diǎn)認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)開始出現(xiàn)弱相關(guān)關(guān)系。21世紀(jì)以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速地增長，為國際收支順差奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，尤其在2001年加入世貿(mào)組織后，我國進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易，改善投資環(huán)境，促使外國直接投資大幅度增加。這些內(nèi)外因素都使得外匯儲(chǔ)備快速增長，規(guī)模不斷擴(kuò)大。如胡祖六（2004）指出，外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)的不斷增加，遲早會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)與信貸的過度擴(kuò)張，引發(fā)通貨膨脹從而使當(dāng)局對(duì)外匯市場的干預(yù)成為徒勞無功[1]。王紅、童恒慶（2005）的研究表明，外匯儲(chǔ)備增長率明顯是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的Granger原因，而且外匯儲(chǔ)備增長對(duì)物價(jià)具有顯著的正效應(yīng)[2]。周浩、朱啟貴（2006）認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)之間存在正相關(guān)關(guān)系，且長期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系[3]?？琢⑵健⒅熘緡?008）提出從長期來看，我國外匯儲(chǔ)備增長可以通過影響貨幣供應(yīng)量而間接影響消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，從而增加物價(jià)上漲的壓力[4]。這期間相關(guān)研究注重多種計(jì)量模型和數(shù)理分析的融合，分析的視野更加開闊，而所得結(jié)論卻逐步趨同，即外匯儲(chǔ)備規(guī)模與物價(jià)指數(shù)之間存在正相關(guān)關(guān)系，且長期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

與國內(nèi)相比，國外的研究相關(guān)研究開展較早[5—6]，且近年來更加注重從長期的視角，運(yùn)用實(shí)證分析的方法來探究外匯儲(chǔ)備與物價(jià)波動(dòng)的關(guān)系，而且所采用的研究方法比較復(fù)雜，所涉及的樣本容量也較大[7—8]。由于國外價(jià)格體制等市場機(jī)制的發(fā)展?fàn)顩r與中國存在明顯差異，故研究結(jié)論與中國相比出現(xiàn)了對(duì)應(yīng)階段上的分歧。這一點(diǎn)實(shí)質(zhì)揭示了二者關(guān)系受制度等因素影響的動(dòng)態(tài)特征和變動(dòng)軌跡階段性特征的內(nèi)在邏輯。

綜合相關(guān)文獻(xiàn)來看，20世紀(jì)90年代以前，對(duì)于外匯儲(chǔ)備與物價(jià)波動(dòng)關(guān)系的研究幾乎完全空白，主要原因在于外匯體制不健全，實(shí)證數(shù)據(jù)缺失，外匯儲(chǔ)備規(guī)模偏小影響效應(yīng)并不明顯等；1996～2004年的研究結(jié)論主要集中認(rèn)為外匯與物價(jià)波動(dòng)無關(guān)聯(lián)，即使存在也較弱；2004年以后主流觀點(diǎn)認(rèn)為存在較為明顯的關(guān)聯(lián)，或長期或短期，正向關(guān)聯(lián)占多數(shù)，而且隨著中國市場化改革的進(jìn)一步深入，市場價(jià)格信號(hào)經(jīng)濟(jì)體制的逐步完善，國內(nèi)外的研究結(jié)果基本趨同。三、研究設(shè)計(jì)（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

基于國際貨幣主義、貨幣數(shù)量理論以及IS睱M睟P模型關(guān)于外匯儲(chǔ)備與CPI波動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制，本文在借鑒國內(nèi)外研究成果的基礎(chǔ)上，考慮到變量數(shù)據(jù)的可得性、相關(guān)性等綜合因素[9—13]，選取以下變量構(gòu)建動(dòng)態(tài)函數(shù)計(jì)量模型為：

（1）

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊） 2012年第5期

2012年第5期（總第179期） 劉曉蘭，譚 璐等：中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模與CPI波動(dòng)動(dòng)態(tài)關(guān)系實(shí)證研究

公式（1）中，F(xiàn)R表示外匯儲(chǔ)備，M2表示貨幣供應(yīng)量（由于人民銀行把貨幣供應(yīng)量層次劃分為現(xiàn)金流量M0，狹義貨幣供應(yīng)量M1和廣義貨幣供應(yīng)量M2，數(shù)據(jù)M2能更好地反映一國貨幣供應(yīng)量狀況，選擇M2作為解析變量觀察其對(duì)物價(jià)水平的影響），GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，ER表示匯率，IEQ表示一國在一定時(shí)期內(nèi)進(jìn)出口貨幣總額。

所采用數(shù)據(jù)來源于《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，中國人民銀行資產(chǎn)負(fù)債表，中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，中國外匯統(tǒng)計(jì)局、和訊網(wǎng)、中國海關(guān)總署等且均為月度數(shù)據(jù)，時(shí)間范圍從1998年12月～2010年3月共136個(gè)樣本。（二）數(shù)據(jù)處理

根據(jù)所有變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特征，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行必要的計(jì)量處理：CPI環(huán)比與同比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為以1998年12月為基期的定基比數(shù)據(jù)；由于外匯儲(chǔ)備（FR）是國際收支的貨幣表現(xiàn)，因此用外匯儲(chǔ)備代替理論模型中的國際收支，且外匯儲(chǔ)備用人民幣兌美元的平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣以統(tǒng)一單位；因?yàn)镚DP月度數(shù)據(jù)難以收集，而經(jīng)濟(jì)增長主要來自于工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，所以鑒于數(shù)據(jù)的可得性用工業(yè)總產(chǎn)值（IGQ）替代；此外，進(jìn)出口總額用IEQ表示、貨幣供應(yīng)量用廣義貨幣M2表示[12]。

通過分析定基比CPI、變量IEQ、IGQ折線圖綜合其自相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)時(shí)間序列具有季節(jié)性，故為減少季節(jié)波動(dòng)的影響，需要對(duì)其進(jìn)行季節(jié)因素的調(diào)整。本文使用EVIEWS5.0中提供的X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。此外，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)幅度，分別對(duì)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，進(jìn)行平滑處理。

四、實(shí)證分析（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

回歸分析所要求的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，否則會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問題。從序列圖發(fā)現(xiàn)各變量間有共同趨勢，而且相關(guān)系數(shù)也表現(xiàn)出很強(qiáng)的相關(guān)性，因此需要對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)并做平穩(wěn)化處理。

由變量的折線圖，如圖1所示，可知各變量存在時(shí)間趨勢和截距，故ADF單位根檢驗(yàn)回歸方程中應(yīng)包含截距和趨勢項(xiàng)。時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

圖1 各變量的趨勢圖

由表1可知，原變量序列LNCPI、LNFR、LNIEQ、LNIGQ、LNM2，ADF絕對(duì)值小于1%置信水平下臨界值的絕對(duì)值，因此原序列存在單位根，具有非平穩(wěn)的特征。經(jīng)過一階差分后，所有變量都是平穩(wěn)的，即變量具有一階單整性。（二）格蘭杰因果檢驗(yàn)

Granger檢驗(yàn)對(duì)滯后長度較為敏感，因此，需對(duì)不同滯后長度分別進(jìn)行檢驗(yàn)，以因果關(guān)系檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列自相關(guān)來選取最適當(dāng)?shù)臏笃凇?/p>

表1 變量ADF單位根檢驗(yàn)

表2 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果表明，在不同滯后期下檢驗(yàn)結(jié)果一致，即外匯儲(chǔ)備規(guī)模變動(dòng)與CPI波動(dòng)間存在穩(wěn)定的雙向因果關(guān)系。（三）協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)單位根檢驗(yàn)，所有變量都服從I（1）過程，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提。雖然，Engle—Granger兩步法被證明是檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量間協(xié)整關(guān)系的較好方法，但它存在數(shù)據(jù)的有限性偏差，聯(lián)立因果偏差等三個(gè)方面的缺陷。由于以上缺點(diǎn)，本文將采用能夠克服其缺陷的基于VAR的Johansen方法來檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)首先需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)，以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度。一般根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的原則確定模型的階數(shù)。

本文使用AIC、SC信息準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計(jì)量做為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，并用混合自相關(guān)檢驗(yàn)和自相關(guān)LM檢驗(yàn)殘差序列有無自相關(guān)，White檢驗(yàn)和ARCH統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)異方差性，JB檢驗(yàn)檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性。結(jié)果表明，滯后階數(shù)為4的VAR模型各方程擬合優(yōu)度很好，殘差序列具有平穩(wěn)性。對(duì)VAR（4）模型的回歸殘差序列進(jìn)行隨機(jī)性檢驗(yàn)表明，在5%的顯著水平上，各方程回歸殘差序列均滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，進(jìn)一步驗(yàn)證了VAR（4）模型為最優(yōu)模型。

表3 基于信息準(zhǔn)則的VAR最佳滯后階數(shù)

（四）多變量VAR模型

Sims（1980）所提出的VAR模型特點(diǎn)就是比較強(qiáng)調(diào)方程與數(shù)據(jù)的擬合，無需對(duì)模型中變量的內(nèi)生性與外生性做出假定，從而克服經(jīng)濟(jì)解析意義上的不足。雖然時(shí)間序列是非平穩(wěn)的一階單整序列，但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合。這個(gè)線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。非約束的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 Johansen非約束協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由Johansen檢驗(yàn)可知，在5%的顯著水平下，變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即LNCPI與其余變量間存在長期協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)研究需要和一般經(jīng)驗(yàn)，將第一組協(xié)整向量正規(guī)化，得到的協(xié)整方程可表示為表5。

（3）

對(duì)VECM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平上小于臨界值，序列ECM已經(jīng)平穩(wěn)，從而說明所得到的VAR（4）是穩(wěn)定可信的。穩(wěn)定的VAR方程解釋了外匯儲(chǔ)備與諸變量間的長期均衡關(guān)系：從方程的系數(shù)可知，物價(jià)與外匯儲(chǔ)備、國內(nèi)生產(chǎn)總值存在正向關(guān)系，與進(jìn)出口總額、貨幣供應(yīng)存在負(fù)向關(guān)系；在其他條件不變時(shí)，外匯儲(chǔ)備每增加1%，則消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)增加0.169004%，由此可見，外匯儲(chǔ)備規(guī)模的變動(dòng)增長對(duì)CPI有明顯的正向作用。（五）誤差修正模型

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)模型通常表示變量之間的長期均衡關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)變量短期來看往往是非均衡的。誤差修正模型的基本思想：變量通過一種誤差修正機(jī)制，防止長期均衡關(guān)系出現(xiàn)大的偏差，并通過短期波動(dòng)過程不斷調(diào)整來實(shí)現(xiàn)長期均衡。

本文運(yùn)用Engle和Granger（1987）提出的誤差修正模型對(duì)變量間進(jìn)行長期均衡和短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。由于VECM的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，由無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為4確定VECM的滯后期為3，根據(jù)研究需要只選擇其中一個(gè)方程，將參數(shù)結(jié)果寫成方程式如下：

VECM模型整體性檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型整體的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值足夠大（3817.289），同時(shí)AIC、SBIC的值相當(dāng)小，分別為—56.90517和—54.92985，說明模型整體解釋力較強(qiáng)。

利用所估計(jì)的VECM模型，可以對(duì)LNCPI的短期波動(dòng)進(jìn)行分析。它的短期變動(dòng)主要分為兩步分：一是其他變量短期波動(dòng)的影響；另一部分是前一期LNCPI偏離長期均衡的影響，而VECMt—1前的系數(shù)—0.016515表明短期波動(dòng)對(duì)偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整幅度，同時(shí)說明波動(dòng)的短期偏離具有收斂性，即回歸于長期均衡。

圖2 VAR模型的殘差序列圖

圖2為VAR模型的殘差序列圖，從圖可以看出，零值均線代表變量間的長期均衡關(guān)系。在1999年和2008年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值較大，這表明短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系比較大；但調(diào)整比較迅速，大約經(jīng)過一年時(shí)間調(diào)整，分別在下一年回復(fù)到長期均衡狀態(tài)；同理，若誤差修正項(xiàng)的數(shù)值小，則表明這些時(shí)期短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系的幅度比較小。（六）實(shí)證結(jié)論

由以上分析可知，物價(jià)指數(shù)、外匯儲(chǔ)備等諸多變量間存在長期協(xié)整關(guān)系，這一點(diǎn)與前述分析一致。具體來看，主要結(jié)論如下：

1.基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，中國的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)受多種因素的影響，與外匯儲(chǔ)備規(guī)模等變量間存在長期協(xié)整關(guān)系。長期來看，外匯儲(chǔ)備增長對(duì)物價(jià)指數(shù)產(chǎn)生穩(wěn)定的正向作用。

2.在協(xié)整基礎(chǔ)上的Granger檢驗(yàn)表明，在各種滯后期下，物價(jià)指數(shù)與外匯儲(chǔ)備之間均存在雙向的因果關(guān)系。外匯儲(chǔ)備通過影響貨幣供應(yīng)量導(dǎo)致物價(jià)指數(shù)波動(dòng)，隨著我國經(jīng)濟(jì)開放程度的不斷深化，物價(jià)又能通過價(jià)格機(jī)制，借助國際貿(mào)易的渠道反過來作用于外匯儲(chǔ)備規(guī)模的變化。

3.基于VAR協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上建立的VECM模型，很好地表征了變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，說明短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備對(duì)CPI波動(dòng)存在正向的沖擊效應(yīng)，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明物價(jià)指數(shù)的短期波動(dòng)將收斂于長期均衡，再次證明了各變量間的長期均衡關(guān)系。五、結(jié)論及政策建議

實(shí)證的結(jié)果分析表明，對(duì)任何一個(gè)對(duì)外開放的國家，政府為維護(hù)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定所持有適當(dāng)?shù)耐鈪R儲(chǔ)備是必要的，但過猶不及，若外匯儲(chǔ)備規(guī)模過巨，從而導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的過量投放，將對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生推波助瀾的作用。在人民幣升值壓力下的外匯儲(chǔ)備增長對(duì)通貨膨脹的影響不可小覷。

進(jìn)一步結(jié)合研究綜述與實(shí)證分析帶來的啟示有，外匯儲(chǔ)備和CPI波動(dòng)關(guān)系的階段特征呈現(xiàn)出與我國外匯體制變遷階段相契合的規(guī)律性。隨著外匯體制市場化改革的不斷深入以及外匯規(guī)模的不斷擴(kuò)大，外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)的關(guān)系漸漸從無關(guān)、弱相關(guān)過渡到長期協(xié)整關(guān)系、短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。由此可見，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，國家要實(shí)現(xiàn)既定的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，就必須疏通阻礙市場機(jī)制發(fā)揮作用的制度障礙，完善自動(dòng)調(diào)節(jié)的各種機(jī)制，積極發(fā)揮各種價(jià)格機(jī)制對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控作用。因此，我國應(yīng)大力推進(jìn)金融機(jī)制深化改善，削弱外匯儲(chǔ)備通過貨幣供應(yīng)進(jìn)而影響物價(jià)的內(nèi)在聯(lián)系，主要可以從以下幾方面入手：

首先，推進(jìn)外匯管理體制改革。中國當(dāng)前外匯儲(chǔ)備的高速增長其實(shí)質(zhì)是一種失衡的國際收支格局。我國需要積極參與全球經(jīng)濟(jì)失衡的調(diào)整，著力推進(jìn)外匯管理體制的改革，逐步實(shí)行更加靈活的匯率制度，減輕貨幣當(dāng)局穩(wěn)定匯率的壓力，使貨幣政策更能發(fā)揮其調(diào)控作用。其次，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。對(duì)中國來說，國際收支失衡的調(diào)節(jié)一部分需要依靠人民幣匯率的波動(dòng)，但是更大程度上需要依靠經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。因此，應(yīng)當(dāng)把握后危機(jī)時(shí)代的發(fā)展機(jī)遇，大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制改革步伐，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。最后，完善市場機(jī)制。要解決我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模合理化和宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)穩(wěn)定的“雙重”問題，必需兼顧內(nèi)外經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的宏觀背景，合理運(yùn)用政策工具，選擇適當(dāng)時(shí)機(jī)不斷推進(jìn)市場化改革，減少相關(guān)部門的行政干預(yù)頻率，消除市場機(jī)制的干擾因素，完善自動(dòng)調(diào)節(jié)機(jī)制的制度條件，發(fā)揮包括CPI、匯率等在內(nèi)的各種價(jià)格信號(hào)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的“杠桿”調(diào)節(jié)作用，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的宏觀目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)：

[1]胡祖六.人民幣靈活匯率促進(jìn)全球調(diào)整[J].財(cái)經(jīng)，2004，（23）：90.

[2]王紅等.外匯儲(chǔ)備增長與物價(jià)變動(dòng)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2005，（20）：86—87.

[3]周浩，朱啟貴.外匯儲(chǔ)備快速增加與物價(jià)指數(shù)變動(dòng)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2006，（6）：44—49.

[4]孔立平，朱志國.中國外匯儲(chǔ)備增長對(duì)物價(jià)水平的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理，2008，（4）：18—23.

[5]Heller.A Note on Heller's Use of Regression Analysis [R].IMF Staff Papers，1976：16.

[6]Mohsin S. Khan.Inflation and International Reserves： A Time Series Analysis [R].IMF Staff Papers，1979：26.

[7]Bar睮lan， Avner， Lederman， Dan.International reserves and monetary policy[J]. Economics Letters，2007，97（2）：170—178.

[8]Gupta， R.， Kabundi， A.. The effect of monetary policy on house price inflation： A factor augmented vector autoregression （FAVAR） approach[J].Journal of Economic Studies， 2010，37（6）： 616—626.

[9]李永寧，郭玉清，趙鈞.人民幣均衡匯率估算：1997～2009年[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2011，（3）：18—23.

[10] 封建強(qiáng)，袁林.我國外匯儲(chǔ)備增長與價(jià)格波動(dòng)研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2000，（6）：36—44.

[11] 于子年. 人民幣匯率機(jī)制改革對(duì)我國貨幣政策有效性的影響[J].科學(xué)決策，2009，（9）：26—36.

[12]孫宇暉，馮金中.對(duì)我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模、結(jié)構(gòu)及利用的探討[J].稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：22—26.

[13]陳碧瓊，何燕. 我國外匯儲(chǔ)備與CPI波動(dòng)動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2009，（5）：69—74.

[14]楊勝剛，朱紅.外匯市場清算機(jī)制比較研究[J].湖湘論壇，2010，（4）：80—85.

（責(zé)任編輯：姚德權(quán)）

表5 協(xié)整方程輸出結(jié)果