我國(guó)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)聯(lián)動(dòng)關(guān)系研究
——基于脈沖響應(yīng)函數(shù)方法的實(shí)證分析

劉玉杰

(安徽職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 合肥 230011)

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我國(guó)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)聯(lián)動(dòng)關(guān)系研究
——基于脈沖響應(yīng)函數(shù)方法的實(shí)證分析

劉玉杰

(安徽職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 合肥 230011)

近年來(lái)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備大幅增長(zhǎng)與物價(jià)指數(shù)逐級(jí)攀升引起了學(xué)術(shù)界的密切關(guān)注。該文在梳理大量相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，先對(duì)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系從理論上進(jìn)行分析，而后采用1996-2014年外匯儲(chǔ)備、M2與CPI的大量數(shù)據(jù)，從實(shí)證方面對(duì)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)作進(jìn)一步研究。結(jié)果表明：外匯儲(chǔ)備通過(guò)貨幣供應(yīng)量間接作用于物價(jià)，具有一定的滯后性，兩者存在著反向變動(dòng)關(guān)系，即存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

外匯儲(chǔ)備；CPI；貨幣供應(yīng)量；脈沖響應(yīng)函數(shù)

相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)近年來(lái)呈上升趨勢(shì)，尤其是國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)以后，物價(jià)指數(shù)經(jīng)歷了“先抑后揚(yáng)”的走勢(shì)，上漲壓力逐漸顯現(xiàn)[1]。傳統(tǒng)的貨幣理論認(rèn)為物價(jià)波動(dòng)與一國(guó)的外匯儲(chǔ)備水平有著密切的聯(lián)系，從貨幣供給角度來(lái)分析，外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)首先通過(guò)影響外匯占款來(lái)影響國(guó)內(nèi)貨幣發(fā)行量，即貨幣供給量(M2)，再通過(guò)貨幣乘數(shù)成倍放大的增長(zhǎng)，從而引發(fā)物價(jià)上漲[1]。 因此，外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系在一國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中地位凸顯，也引起了國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界和政策部門(mén)的高度關(guān)注。

一 、外匯與物價(jià)關(guān)系分析

根據(jù)會(huì)計(jì)恒等式：資產(chǎn)=負(fù)債+所有者權(quán)益，可以推出中央銀行資產(chǎn)負(fù)債的關(guān)系等式[2]：

B=C+D+F

其中，B：基礎(chǔ)貨幣，C+D：國(guó)內(nèi)信貸，F(xiàn)：外匯儲(chǔ)備。等式左邊表示中央銀行的主要負(fù)債；等式右邊表示中央銀行的主要資產(chǎn)構(gòu)成。在貨幣乘數(shù)影響下，一國(guó)貨幣創(chuàng)造公式為：

M=KB

其中，M：貨幣供應(yīng)量，K：貨幣乘數(shù)。

從上面公式可以看出，由于外匯儲(chǔ)備是一國(guó)基礎(chǔ)貨幣的重要組成內(nèi)容之一，如果國(guó)內(nèi)信貸等其他資產(chǎn)保持不變，這時(shí)外匯儲(chǔ)備的增加必將直接導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的增加，進(jìn)而通過(guò)貨幣乘數(shù)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，即導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的大量增加。從長(zhǎng)期來(lái)看，資本市場(chǎng)上外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)會(huì)不斷增加貨幣投放量，通過(guò)外匯占款引起的貨幣供給增加會(huì)進(jìn)一步在商品市場(chǎng)上產(chǎn)生聯(lián)動(dòng)效果。在商品市場(chǎng)上，由于貨幣供給量的增加，會(huì)推動(dòng)一國(guó)的總需求也上升。總需求上升最終使得一國(guó)物價(jià)水平呈上升狀態(tài)。在商品市場(chǎng)上，總需求的上升最終使得一國(guó)的物價(jià)水平上升。反過(guò)來(lái)商品市場(chǎng)的波動(dòng)又會(huì)作用于資本市場(chǎng)，若物價(jià)水平持續(xù)上升會(huì)使得該國(guó)商品競(jìng)爭(zhēng)力下降繼而降低出口規(guī)模，并且上升的貨幣供應(yīng)量會(huì)導(dǎo)致利率下降，這都使得該國(guó)資本市場(chǎng)上出現(xiàn)順差減少或逆差增加的情況。

因此，本文將選取三個(gè)時(shí)間序列的變量(外匯儲(chǔ)備、廣義貨幣供應(yīng)量、物價(jià)指數(shù))，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過(guò)檢驗(yàn)后再構(gòu)建脈沖響應(yīng)曲線圖來(lái)考察這三個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二 、 外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)物價(jià)水平影響的實(shí)證

(一)實(shí)證理論依據(jù)

蒙代爾提出了以下揭示國(guó)際儲(chǔ)備和物價(jià)變動(dòng)之間關(guān)系的模型[3]：Md設(shè)為貨幣需求, P為物價(jià), Y為實(shí)際收入或?qū)嶋H產(chǎn)出。假定一國(guó)經(jīng)濟(jì)處于充分就業(yè),名義貨幣需求是實(shí)際國(guó)民收入、價(jià)格和利率等變量的函數(shù),貨幣主義認(rèn)為貨幣需求函數(shù)是一階齊次的,需求的利率彈性又相當(dāng)小,因此貨幣需求理論函數(shù)可簡(jiǎn)寫(xiě)為：

Md=f(P×Y)=P×f(Y)

(2-1)

在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，名義貨幣供給Ms為國(guó)外凈資產(chǎn)與國(guó)內(nèi)信貸之和:

Ms=F+D

(2-2)

Ms為一國(guó)的名義貨幣供給數(shù)量，D為國(guó)內(nèi)信貸，F(xiàn)則為一國(guó)貨幣供給的國(guó)外部分，即為國(guó)際儲(chǔ)備。

均衡條件是在世界商品與資本市場(chǎng)處于完全競(jìng)爭(zhēng)的假設(shè)下，隨時(shí)可以實(shí)現(xiàn):

Ms=Md

(2-3)

對(duì)數(shù)微分可得：

Md/md=gp+η×gy

(2-4)

gp為物價(jià)上漲率，gy為實(shí)際收入增長(zhǎng)率，η為買(mǎi)際貨幣需求的收入彈性，即：

(2-5)

用相同方法對(duì)式子2-2對(duì)數(shù)微分可以得到:

(2-6)

其中，r=F/(F+D)為國(guó)際儲(chǔ)備在貨幣供給中所占的比例。gF為國(guó)際儲(chǔ)備增長(zhǎng)率，gD為國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率。由式2-3, 2-4,2-6可得:

gp+η×gy=r×gF+(1-r)×gD

(2-7)

即：

gp=r×gF+(1-r)×gD-η×gy

(2-8)

從式2-8可以得出以下結(jié)論:實(shí)際GDP增長(zhǎng)率越大，物價(jià)上漲率越小:國(guó)際儲(chǔ)備增長(zhǎng)率越大，物價(jià)上漲率越大;國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率越大，物價(jià)上漲率越大。

(二) 數(shù)據(jù)選取與說(shuō)明

本文擬采用1996～2014年的我國(guó)物價(jià)水平、貨幣供應(yīng)量和外匯儲(chǔ)備的年度數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析的樣本空間[4]。通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析這些變量之間的內(nèi)在關(guān)系。在變量選取上，采用外匯儲(chǔ)備余額來(lái)反映我國(guó)外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)情況；選取廣義貨幣供應(yīng)量作為貨幣供給數(shù)量指標(biāo)；用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映一國(guó)物價(jià)水平的波動(dòng)情況。這些數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。并用FER、M2、CPI分別表示外匯儲(chǔ)備同比增長(zhǎng)率、廣義貨幣供應(yīng)量同比增長(zhǎng)率以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率，以便下文的實(shí)證分析。

(三)實(shí)證分析

1.相關(guān)性檢驗(yàn)

利用EVIEWS6.0進(jìn)行物價(jià)波動(dòng)和各變量的相關(guān)性檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果:如表1所示，相關(guān)性檢驗(yàn)表明，物價(jià)水平同外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率正向關(guān)系，而且相關(guān)性較強(qiáng)。而國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率與實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率同物價(jià)水平呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率和實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率相關(guān)系數(shù)與前文的蒙代爾理論完全相符，而國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率相關(guān)系數(shù)與理論描述相悖，筆者在下文的協(xié)整檢驗(yàn)部分進(jìn)行了解釋，這里就不進(jìn)行贅述。

表1 物價(jià)波動(dòng)與各變量的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

CPIPGDPPRESERVEPGNXDPCPIP1.000000-0.0397820.548012-0.130519GDPP-0.0397821.0000000.033944-0.058874RESERVEP0.5480120.0339441.0000000.066742GNXDP-0.130519-0.0588740.0667421.000000

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在實(shí)證分析前，本文首先對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)，以便進(jìn)行下一步分析。為了避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，對(duì)金融時(shí)間序列分析之前需要保證序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，否則會(huì)使得到的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果無(wú)意義[5]。因此，對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析之前須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而常用的檢驗(yàn)方法有DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)，本文采用后者，即單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的判斷準(zhǔn)則為：將原時(shí)間序列進(jìn)行回歸后得到的ADF統(tǒng)計(jì)量與給定的顯著性水平下的臨界值進(jìn)行比較，如果前者大，則表明該序列不存在單位根，為平穩(wěn)時(shí)間序列；如果后者大，則表明該序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。一旦檢驗(yàn)結(jié)果為非平穩(wěn)序列，常通過(guò)取差分的方法使其平穩(wěn)化。本文采用Eviews6.0軟件對(duì)三個(gè)時(shí)間序列(CPI、M2、FER)以及它們一階差分后的序列(一階差分記為△CPI、△M2、△FER)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，各變量時(shí)間序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 在1%置信水平下變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量檢驗(yàn)形式(c,t,k)ADF值1%臨界值P值結(jié)論CPI(c,0,0)-3.790125-3.8867510.0121非平穩(wěn)M2(c,0,0)-3.283417-3.8867510.0324非平穩(wěn)FER(c,0,1)-1.978821-3.8867510.2922非平穩(wěn)△CPI(c,0,0)-4.466978-3.9203500.0035平穩(wěn)△M2(c,0,0)-4.914159-3.9203500.0015平穩(wěn)△FER(c,0,0)-4.090890-3.9203500.0023平穩(wěn)

注：①檢驗(yàn)形式：(c，t，k)，其中c和t分別表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)；②滯后階數(shù)(k)的選擇標(biāo)準(zhǔn)是赤池信息(AIC)準(zhǔn)則和施瓦茲信息(SC)最小準(zhǔn)則

從表2中的ADF檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，變量CPI、M2、FER序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于1%顯著性水平的臨界值，表明這三個(gè)序列存在單位根，即為非平穩(wěn)時(shí)間序列。再對(duì)CPI、M2、FER取一階差分后，其差分序列的ADF值在1%的顯著性水平上都是平穩(wěn)的，即都是一階單整I(1)序列。

3. 協(xié)整檢驗(yàn)

本文使用JOHANSEN(1995)多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對(duì)多變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在協(xié)整檢驗(yàn)前必須先確定VAR模型的滯后階數(shù)。我們依AIC和SC最小準(zhǔn)則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，選擇協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后階數(shù)為1。

表3 物價(jià)波動(dòng)與各個(gè)變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

假設(shè)協(xié)整個(gè)數(shù)跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值跡檢驗(yàn)5%臨界值最大特征值檢驗(yàn)值最大特征值5%臨界值沒(méi)有49.1858447.8561328.1609027.58434最多一個(gè)25.0249429.7970713.47747021.13162最多兩個(gè)9.54746815.494718.33518014.26460最多三個(gè)1.4122893.8414661.2122893.841466

表3協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的水平上存在且最多只存在一個(gè)協(xié)整方程，將方程正規(guī)化，得到如下結(jié)果:

CPIP=-0.000226×GDPP-0.0343×GNXDP+0.35927×RESERVEP

(2-9)

該方程表明，實(shí)際GDP增長(zhǎng)率跟物價(jià)水平變動(dòng)率之間呈現(xiàn)反向關(guān)系，實(shí)際生產(chǎn)總值增加將會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平的下降;而外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率和物價(jià)水平變動(dòng)率之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

在實(shí)際應(yīng)用中，VAR模型往往在分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響時(shí)存在一定約束，而且一般反映的是局部的動(dòng)態(tài)關(guān)系，這時(shí)?？紤]誤差項(xiàng)發(fā)生變化對(duì)內(nèi)生變量的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)就是考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響是如何傳播到各變量上來(lái)的?；谏鲜龇治?，為了更加全面地考察我國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)的沖擊效應(yīng)，需要對(duì)選定的三個(gè)變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，以反映任意一個(gè)變量的波動(dòng)如何經(jīng)由模型對(duì)其他變量產(chǎn)生動(dòng)態(tài)影響，以貨幣供應(yīng)、物價(jià)水平、外匯儲(chǔ)備的順序，實(shí)證分析借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0繪制圖形如圖1。

圖1 脈沖響應(yīng)曲線

圖1(a)：基礎(chǔ)貨幣的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的沖擊效應(yīng)剛開(kāi)始為正，在第2期和第3期反映比較明顯，達(dá)到最大，然后逐漸遞減，在第4期之后轉(zhuǎn)為負(fù)向了，但是負(fù)向不是很明顯。這表明M2在受到某一外部沖擊之后，在市場(chǎng)運(yùn)作下會(huì)對(duì)CPI產(chǎn)生一定的影響，首先帶來(lái)的是正向的沖擊，該正向沖擊在達(dá)到最大后又逐漸減弱，直至出現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，但是整體上沖擊幅度不大。因此，通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的增加并不一定會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平上升，也有反向作用的可能。

圖1(b)：外匯儲(chǔ)備的沖擊對(duì)貨幣供應(yīng)量的正向影響是先遞減，后有一短暫的上升階段，再又緩慢遞減。第1期即達(dá)到最大值，在第2期到第4期為短暫上升階段，隨后又緩慢遞減，持續(xù)時(shí)間大約維持6期，并在第7期之后有微弱的負(fù)向影響，但這影響并不明顯。這一方面表明外匯儲(chǔ)備的增加會(huì)導(dǎo)致貨幣供給量上升；另一方面，遞減的影響從側(cè)面反映了央行發(fā)行票據(jù)等一系列貨幣沖銷(xiāo)操作的有效性。

圖1(c)：物價(jià)對(duì)外匯儲(chǔ)備有正向影響，第1期沒(méi)有反映，第2期反映比較明顯并達(dá)到最大，隨后沖擊效應(yīng)遞減直至第7期接近于零。這種沖擊效應(yīng)能夠維持8個(gè)月左右。而且在第4期的時(shí)候有個(gè)拐點(diǎn)，之后沖擊響應(yīng)下降幅度有所減弱。與圖2相比較，這個(gè)拐點(diǎn)出現(xiàn)稍晚，表明外匯儲(chǔ)備通過(guò)中間變量(貨幣供應(yīng)量)影響物價(jià)的機(jī)制是存在的，且貨幣政策存在時(shí)滯性。

圖1(d)：外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)沖擊雖然剛開(kāi)始有短暫的正向效應(yīng)，但逐漸下降直到第2期后即降為負(fù)向影響。開(kāi)始反向效應(yīng)不斷增加，在第4期達(dá)到頂峰，隨后這種負(fù)效應(yīng)開(kāi)始減弱，在第8期后有微弱的突破?？梢?jiàn)，在某種程度上，外匯儲(chǔ)備可能會(huì)對(duì)物價(jià)波動(dòng)產(chǎn)生反饋機(jī)制，也就是說(shuō)，物價(jià)的上升又反過(guò)來(lái)導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備的降低。

5. 方差分解模型

本文采用方差分解法對(duì)變量CPIP不同期限的預(yù)測(cè)誤差的方差進(jìn)行分解(如表4所示)。方差分解是從另一種角度來(lái)描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法。如果說(shuō)脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)變量的沖擊效果，那么方差分解自然是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各個(gè)變量沖擊所做的貢獻(xiàn)。方差分解的主要思想是:把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量(共個(gè))的波動(dòng)按其成因分解為各方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)聯(lián)的個(gè)組成部分，從而了解各隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。方差分解不僅是樣本期間以外的因果關(guān)系檢驗(yàn)，而且還將每個(gè)變量的單位增量分解為一定比例的自身原因和其他變量的貢獻(xiàn)度。

表4 物價(jià)波動(dòng)的方差分解結(jié)果

PeriodS.E.CPIPGDPPRESERVEPGNXDP10.012725100.00000.0000000.0000000.00000020.01735994.381511.0055164.6011850.01179030.02043287.309153.9468078.5623750.18167240.02265483.958715.06671110.110940.86364650.02424881.075525.67712711.531501.71585660.02542578.416526.22695212.848012.50852070.02628776.292466.60801913.940813.15871380.02691574.570926.86588914.921023.64217190.02737173.166407.04793315.807313.978354100.02770272.043807.16837316.588164.199672

三個(gè)解釋變量中，外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)率(RESERVEP)的貢獻(xiàn)度最大，到第4期時(shí)已經(jīng)上升到 10.11%，之后繼續(xù)保持上升狀態(tài)，到第10期時(shí)，貢獻(xiàn)度達(dá)到16.58%；實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(GDPP)總體貢獻(xiàn)率其次，到第6期時(shí)已經(jīng)達(dá)到6.22%，第9期達(dá)到穩(wěn)定，到第10期時(shí)，貢獻(xiàn)度達(dá)到7.16%；國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率(GNXDP)貢獻(xiàn)度最弱，前四期的貢獻(xiàn)度均沒(méi)有超過(guò)1%，直到第10期，貢獻(xiàn)度只有4.19%。

三 、結(jié)論

本文在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上，首先從理論層面分析了我國(guó)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)水平的相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而采用計(jì)量分析法進(jìn)行實(shí)證研究，在通過(guò)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，對(duì)選取的三個(gè)變量構(gòu)建了脈沖響應(yīng)曲線圖，分析了三個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

[1]姚宇惠,蔡宏宇.基于VAR模型的我國(guó)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)與物價(jià)波動(dòng)的關(guān)系研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014(11)：138-148.

[2]H.Robert.Heller,International Reserves and Word-wide Inflation[J]. Palgrave Macmillan Journals，1976(23):61-87.

[3]Mousen，Jannardhanan，Bahmani， Error-Correction Models and Co-integration International Reserves and World Inflation[J].Economic Note，1996(26):35-48.

[4]Dibooglu，Kibritcioglu，Aykut，Inflation，output growth，and stabilization in Turkey，1980-2002[J].Economics and Business，2004(56):43-61.

[5]梁珊珊.金融危機(jī)后我國(guó)物價(jià)水平變動(dòng)與貨幣供應(yīng)關(guān)系研究——基于外匯儲(chǔ)備變動(dòng)視角[J].投資研究，2011(9)：147-156.

(責(zé)任編輯：高 堅(jiān))

Research on the Linkage Between Foreign Exchange Reserve and Price Index in China——An Empirical Analysis Based on the Impulse Response Function Method

Liu Yujie

(Anhui Vocational and Technical College, Hefei 230001, China)

In recent years, the situation where China's foreign exchange reserve is significantly increasing and the price index is gradually rising has drawn much attention from the academic community. Based on a literature review of a lot of relevant data, this paper makes a theoretic analysis of the linkage between foreign exchange reserves and the price index. Next, it makes an empirical research on foreign exchange reserve and price index by applying a large amount of data in terms of foreign exchange reserves in 1996-2014, M2 and CPI. The result shows that foreign exchange reserve is indirectly acting on price index through the money supply and the acting is lagging to a certain extent, that there is a reversed interrelation between foreign exchange reserve and price index, which means there is a long-term stable equilibrium relationship between them.

Foreign exchange reserve; CPI; Money supply; Impulse response function

2017-02-10

F832.6

A

1673-8535(2017)02-0014-06

劉玉杰(1967-)男， 安徽懷寧人，安徽職業(yè)技術(shù)學(xué)院副教授，研究生，研究方向：金融經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)管理。