我国外汇储备对物价水平的影响：理论、实证与政策启示

我国外汇储备对物价水平的影响：理论、实证与政策启示一、引言1.1研究背景与意义在经济全球化的大背景下，我国经济与世界经济的联系日益紧密，外汇储备规模与物价水平作为宏观经济运行中的关键指标，备受关注。外汇储备不仅是一个国家经济实力和国际地位的重要标志，更是国际收支平衡和金融稳定的重要保障。近年来，我国外汇储备规模经历了显著的变化。截至2025年4月末，我国外汇储备规模为32817亿美元，较3月末上升410亿美元，升幅为1.27%，并且自2023年12月以来，已连续17个月稳定在3.2万亿美元以上。这种持续的高位稳定反映了我国经济在国际市场上的强劲竞争力以及国际资本对我国经济的信心。与此同时，物价水平也在不断波动。根据国家统计局发布的数据，2024年6月份，全国居民消费价格指数（CPI）同比上涨0.2%，扣除食品和能源价格的核心CPI同比上涨0.6%，继续保持温和上涨；全国工业生产者出厂价格指数（PPI）同比下降0.8%，降幅比上月有所收窄。物价水平的稳定对于保障居民生活质量、维持企业正常生产经营以及促进经济的健康发展至关重要。外汇储备与物价水平之间存在着复杂的内在联系。外汇储备的变动会通过多种途径影响国内货币供应量、汇率水平以及市场预期等，进而对物价水平产生作用。当外汇储备增加时，会导致外汇占款增加，基础货币投放相应增多，在货币乘数的作用下，货币供应量会成倍增加，从而可能引发通货膨胀压力，推动物价上涨。外汇储备的变化还可能通过影响汇率，进而影响进口商品价格，最终对国内物价水平产生传导效应。若外汇储备增加促使本币升值，进口商品价格相对下降，可能会抑制国内物价上涨；反之，若本币贬值，进口商品价格上升，则可能推动物价上涨。深入研究我国外汇储备对物价水平的影响具有重要的理论与现实意义。从理论层面来看，有助于丰富和完善宏观经济学中关于外汇储备与物价关系的理论体系，为进一步理解开放经济条件下宏观经济变量之间的相互作用机制提供实证依据。现有的理论研究虽然对外汇储备影响物价水平的机制进行了一定探讨，但在不同经济环境和政策背景下，这种影响的具体表现和程度仍存在诸多不确定性，需要通过实证研究进行深入分析和验证。从现实角度出发，准确把握外汇储备与物价水平之间的关系，能够为政府制定科学合理的宏观经济政策提供有力支持。在外汇储备管理方面，有助于优化外汇储备规模和结构，提高外汇储备的使用效率，降低外汇储备变动对国内经济的不利影响。在货币政策制定过程中，可以更好地考虑外汇储备因素，增强货币政策的针对性和有效性，保持物价稳定，促进经济的平稳增长。还能为企业和居民的经济决策提供参考，帮助他们更好地应对物价波动带来的风险，提高经济活动的稳定性和可持续性。1.2研究目的与方法本研究旨在深入剖析我国外汇储备对物价水平的影响机制与程度，为宏观经济政策的制定提供科学依据。具体而言，通过系统梳理外汇储备与物价水平相关理论，分析外汇储备影响物价水平的多种途径，利用实证研究方法精确量化两者之间的关系，揭示外汇储备变动在物价波动中所扮演的角色。同时，基于研究结论，提出具有针对性和可操作性的政策建议，以促进外汇储备的合理管理和物价水平的稳定，推动我国经济的持续健康发展。在研究方法上，本研究综合运用多种方法，以确保研究的科学性和全面性。一是文献研究法，通过广泛查阅国内外相关文献，包括学术期刊论文、学位论文、研究报告等，梳理外汇储备与物价水平关系的理论基础和研究现状，了解前人的研究成果与不足，为本研究提供理论支持和研究思路。例如，对Heller（1976）、Khan（1979）等学者关于外汇储备与通货膨胀正相关关系的研究进行深入分析，以及国内学者如戴根有（1995）、王传纶和阎先东（1998）等不同观点的探讨，从而明确研究的切入点和重点。二是数据分析方法，收集我国外汇储备规模、物价水平（以居民消费价格指数CPI、工业生产者出厂价格指数PPI等衡量）、货币供应量、汇率等相关经济数据。这些数据来源广泛，包括国家统计局、中国人民银行、国家外汇管理局等官方网站，以及Wind数据库、CEIC数据库等专业数据平台。运用统计分析软件对数据进行整理、描述性统计分析，初步了解各变量的特征、趋势及相互之间的关联，为后续的实证研究奠定基础。三是计量模型分析法，构建合适的计量经济模型，如向量自回归（VAR）模型、误差修正模型（VECM）等，对我国外汇储备与物价水平之间的关系进行实证检验。通过单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验等方法，分析变量之间的平稳性、长期均衡关系和因果关系，准确评估外汇储备对物价水平的影响方向和程度。例如，利用VAR模型分析外汇储备变动对货币供应量和物价水平的动态冲击效应，通过脉冲响应函数和方差分解进一步揭示各变量之间的相互作用机制和贡献度。1.3研究创新点与不足本研究在多个方面展现出一定的创新之处。在数据运用上，突破以往研究的数据局限，纳入了截至2025年的最新外汇储备与物价水平数据，这些最新数据能够更精准地反映当前经济环境下两者的关系。随着经济形势的不断变化，旧有数据可能无法体现最新的经济动态和政策调整效果，而新数据可以有效弥补这一缺陷，为研究结论的时效性和准确性提供有力支撑。在模型构建与分析方法上，本研究创新性地将多种计量模型相结合，如在VAR模型基础上，引入门限回归模型进行分析。传统研究多采用单一模型，难以全面捕捉外汇储备与物价水平之间复杂的非线性关系以及在不同经济状态下的异质性影响。门限回归模型能够依据经济变量的特定门限值，将样本划分为不同区间，分别考察外汇储备对物价水平的影响，从而揭示两者关系在不同经济条件下的差异。这种多模型结合的方法，能够更深入、全面地剖析外汇储备与物价水平之间的内在联系，为研究提供更丰富的视角和更精确的结论。尽管本研究在方法和数据上有创新，但仍存在一定的局限性。在研究范围方面，主要聚焦于宏观层面的总量分析，对不同地区外汇储备与物价水平关系的异质性研究不足。我国地域广阔，各地区经济发展水平、产业结构、对外开放程度等存在显著差异，这些差异可能导致外汇储备对物价水平的影响在不同地区表现出不同特征。东部沿海地区经济外向型程度高，对外贸易和外资流入规模大，外汇储备变动可能对当地物价水平产生更为直接和显著的影响；而中西部地区经济结构相对单一，对外部经济的依赖程度较低，外汇储备的影响机制可能更为复杂。未来研究可进一步拓展到区域层面，深入分析不同地区的具体情况，为制定更具针对性的区域经济政策提供依据。本研究在模型设定中，虽然尽可能考虑了主要影响因素，但仍难以涵盖所有可能影响外汇储备与物价水平关系的特殊因素。如全球性突发公共卫生事件、重大地缘政治冲突等不可抗力因素，这些事件可能对经济运行产生巨大冲击，改变外汇储备与物价水平之间原有的关系。在2020年新冠疫情爆发初期，全球经济陷入停滞，国际贸易受阻，我国外汇储备和物价水平均受到不同程度的影响，且这种影响超出了传统经济模型的预测范围。未来研究可尝试引入更多的虚拟变量或情景分析，以更好地捕捉这些特殊因素的影响，使研究结论更加稳健和全面。二、理论基础与文献综述2.1外汇储备相关理论外汇储备，作为国际储备资产的关键组成部分，指一国政府所持有的、可随时兑换外国货币的资产，主要用于清偿国际贸易中的国际收支债务债权。在全球经济一体化的背景下，外汇储备在各国经济运行中扮演着举足轻重的角色。外汇储备的作用广泛且关键。在调节国际收支平衡方面，当一国国际收支出现逆差时，外汇储备可用于弥补缺口，维持本国货币汇率稳定，避免汇率大幅波动对经济造成冲击。1997年亚洲金融危机期间，韩国国际收支严重失衡，韩元大幅贬值。韩国政府动用大量外汇储备干预外汇市场，稳定韩元汇率，缓解了危机对本国经济的冲击，逐步恢复国际收支平衡。稳定本国货币汇率也是外汇储备的重要职能。国家可通过在外汇市场买卖外汇储备来干预汇率，防止本国货币过度升值或贬值，保障对外贸易和投资的稳定。若本国货币面临升值压力，央行可在外汇市场抛售外汇储备，买入本国货币，增加本国货币供给，抑制货币升值；反之，若本国货币有贬值风险，央行可买入外汇，投放本国货币，稳定汇率。例如，日本央行曾多次通过抛售外汇储备买入日元，以缓解日元升值压力，促进本国出口。充足的外汇储备还能增强国际信誉和融资能力。向国际社会展示国家的经济实力和偿债能力，有助于提高国家在国际金融市场上的信誉，降低融资成本。在国际金融市场融资时，拥有雄厚外汇储备的国家更容易获得国际投资者的信任，从而以较低利率筹集资金。面对金融危机、自然灾害等突发事件，外汇储备可作为应急资金，保障国家经济正常运转。2008年全球金融危机爆发，许多国家经济遭受重创，一些拥有充足外汇储备的国家能够利用储备资金稳定金融市场，支持本国企业度过难关，维持经济基本运行。关于外汇储备的适度规模，学术界存在多种理论。Heller（1966）从成本收益角度出发，构建了外汇储备适度规模模型。他认为，持有外汇储备的收益在于可避免国际收支逆差时因调整政策而带来的经济损失，成本则是持有外汇储备的机会成本，即放弃将这些资金用于国内投资所产生的收益。当边际收益等于边际成本时，外汇储备规模达到适度水平。Agarwal（1971）对Heller模型进行了改进，考虑了发展中国家的特点。他认为发展中国家在国际金融市场融资能力较弱，且进口倾向较高，因此需要更多外汇储备来应对国际收支风险。Agarwal模型更符合发展中国家实际情况，为发展中国家确定外汇储备适度规模提供了重要参考。Guidotti（1999）提出了著名的“Guidotti规则”，即一国外汇储备应至少满足短期外债的偿还需求。该规则强调了外汇储备在应对短期债务风险方面的重要性，简单直观，具有较强的实践指导意义。在我国，学者们也结合国情对外汇储备适度规模进行了深入研究。吴丽华（1997）运用比例分析法，选取外汇储备与进口额、外汇储备与短期外债等比例指标，对我国外汇储备适度规模进行测算，认为我国外汇储备应保持在一定比例范围内，以满足国际收支和偿债需求。刘莉亚和任若恩（2004）采用动态调整模型，考虑了经济增长、国际收支、汇率等多种因素对外汇储备规模的动态影响，更全面地分析了我国外汇储备适度规模的变化趋势。这些理论从不同角度为理解外汇储备提供了基础，也为后续探讨外汇储备对物价水平的影响奠定了基石。2.2物价水平衡量指标物价水平是宏观经济运行中的关键变量，其波动对经济的稳定与发展有着深远影响。在经济研究领域，常用居民消费价格指数（CPI）、GDP平减指数等指标来衡量物价水平，它们从不同角度反映了物价的变化态势。居民消费价格指数（ConsumerPriceIndex，简称CPI），是度量一定时期内居民消费商品和服务价格水平总体变动情况的相对数，综合反映居民消费商品和服务价格水平的变动趋势和变动程度。CPI所涵盖的商品和服务范围广泛，包括食品、烟酒、衣着、居住、生活用品及服务、交通和通信、教育文化和娱乐、医疗保健、其他用品和服务等八大类。其计算通常采用抽样调查的方法，首先确定一篮子代表性的商品和服务，然后按照不同商品和服务在居民消费中的比重确定其权重，通过收集这些商品和服务的价格数据，进行加权平均计算得出CPI数值。假设基期一篮子商品包括5千克大米，每千克5元；3件衣服，每件100元；2次理发服务，每次30元，那么基期价格总和P0=（5×5）+（3×100）+（2×30）=445元。若当前期大米价格变为每千克6元，衣服每件110元，理发服务每次35元，则当前期价格总和P1=（5×6）+（3×110）+（2×35）=480元。假设权重总和W不变，仍为445，则CPI=（480/445）×100≅107.86，这意味着相比于基期，居民消费价格上涨了约7.86%。GDP平减指数（GDPDeflator），又称GDP缩减指数，是指没有剔除物价变动前的GDP（现价GDP）增长与剔除了物价变动后的GDP（即不变价GDP或实质GDP）增长之商，也可是名义GDP与真实GDP之比。该指数计算基础比CPI更广泛，涉及全部商品和服务，除消费外，还包括生产资料和资本、进出口商品和劳务等，能够更加准确地反映一般物价水平走向，是对价格水平最宏观测量。若某经济体第一年名义GDP为1000亿元，实际GDP为800亿元；第二年名义GDP增长到1200亿元，实际GDP增长到900亿元。则第一年GDP平减指数为（1000÷800）×100=125；第二年GDP平减指数为（1200÷900）×100≅133.3。通过计算GDP平减指数的变化，可反映出物价水平的变动情况。CPI主要聚焦于居民消费领域，能直观体现居民日常生活消费成本的变化，对居民生活影响感知较为直接；而GDP平减指数覆盖范围更广，反映整个国民经济中所有商品和服务价格的综合变动，更全面地体现宏观经济物价走势。在实际经济分析中，两者相互补充，共同为研究物价水平提供多角度的视角，对深入理解经济运行状况和制定宏观经济政策具有重要意义。2.3外汇储备对物价水平影响机制的理论分析2.3.1货币供给机制在开放经济体系下，外汇储备的变动与货币供给之间存在紧密的内在联系，这种联系主要通过外汇占款这一关键环节来实现。当国际收支呈现顺差状态时，外汇流入国内市场。例如，在对外贸易中，我国企业出口大量商品和服务，获得了大量外汇收入；同时，国外投资者看好我国经济发展前景，纷纷对我国进行直接投资或证券投资，也带来了大量外汇资金。这些外汇流入后，企业和个人需要将外汇兑换成本币，以便在国内进行日常的生产经营和消费活动。在我国现行的外汇管理体制下，商业银行在外汇市场上扮演着重要角色。企业和个人将外汇出售给商业银行，商业银行再将超出自身外汇头寸限额的外汇在银行间外汇市场上出售给中央银行。中央银行在购买外汇的过程中，需要投放相应数量的人民币，这部分因收购外汇而投放的人民币就形成了外汇占款。假设某企业出口商品获得100万美元外汇收入，按照当时的汇率6.5计算，商业银行向企业支付650万元人民币。若商业银行外汇头寸限额为50万美元，超出的50万美元在银行间外汇市场卖给中央银行，中央银行则需投放325万元人民币，这325万元人民币即为新增的外汇占款。根据货币银行学理论，基础货币（MB）由流通中的现金（C）和商业银行的准备金（R）构成，而外汇占款是基础货币投放的重要渠道之一。当外汇占款增加时，基础货币相应扩张。在货币乘数（m）的作用下，货币供应量（Ms）会呈现倍数增长，其计算公式为Ms=m×MB。货币乘数的大小取决于多个因素，包括法定存款准备金率（rd）、超额存款准备金率（re）、现金漏损率（rc）等，其计算公式为m=1/（rd+re+rc）。假设法定存款准备金率为10%，超额存款准备金率为5%，现金漏损率为5%，则货币乘数m=1/（0.1+0.05+0.05）=5。若外汇占款增加使得基础货币投放增加100亿元，那么货币供应量将增加500亿元（5×100）。货币供应量的大幅增加会对物价水平产生直接影响。根据货币数量论，在其他条件不变的情况下，货币供应量与物价水平呈正相关关系。当货币供应量超过经济实际产出的增长速度时，过多的货币追逐相对较少的商品和服务，必然导致物价水平上升，引发通货膨胀压力。在经济快速发展时期，外汇储备持续增加，外汇占款不断攀升，货币供应量相应快速增长，若此时国内商品和服务的供给未能同步跟上，就会出现物价普遍上涨的现象，如原材料价格上涨、消费品价格上升等。2.3.2汇率传递机制外汇储备的变动会对汇率产生直接影响，进而通过进出口商品价格这一传导路径对国内物价水平产生作用，这种影响机制被称为汇率传递机制。当外汇储备增加时，表明国际市场对本国货币的需求相对增加。在外汇市场上，外汇供给相对过剩，而本国货币需求上升，根据供求关系原理，这会推动本国货币升值。例如，若我国外汇储备持续大幅增长，大量外汇流入市场，使得市场上外汇供过于求，而对人民币的需求相对增加，人民币就会面临升值压力，表现为人民币兑换外币的汇率上升，即一定数量的人民币可以兑换更多的外币。本币升值会对进口商品价格产生显著影响。对于我国来说，大量的原材料、能源等商品依赖进口。当人民币升值时，以人民币计价的进口商品价格会相对下降。假设我国从国外进口原油，在人民币升值前，每桶原油价格为80美元，按照当时汇率6.8计算，国内企业进口每桶原油需支付544元人民币。若人民币升值后，汇率变为6.5，此时进口每桶原油则只需支付520元人民币。进口商品价格的下降会降低国内企业的生产成本，如制造业企业因进口原材料价格降低，生产成本下降，在市场竞争的作用下，其产品价格可能随之下降，从而抑制国内物价上涨。汇率变动对出口商品价格也有影响。本币升值会使本国出口商品在国际市场上以外国货币计价的价格相对上升，这会降低本国出口商品的国际竞争力。我国的纺织品出口企业，原本一件衬衫出口价格为10美元，当人民币升值后，按照新的汇率计算，该衬衫在国际市场上的价格可能变为10.5美元，价格的上升可能导致国外消费者对我国衬衫的需求减少，出口量下降。出口企业为维持市场份额，可能会降低利润空间，在一定程度上限制了国内物价的上涨。若外汇储备减少，情况则相反。外汇储备减少会导致本币面临贬值压力，进口商品价格上升，增加国内企业生产成本，推动物价上涨；同时，出口商品价格相对下降，出口增加，但也可能引发国内市场商品供不应求，进一步推动物价上升。在国际经济形势不稳定时期，若我国外汇储备因资本大量外流而减少，人民币可能贬值，进口的石油、铁矿石等原材料价格大幅上涨，会带动相关产业产品价格上升，引发国内物价的全面上涨。2.3.3预期机制外汇储备的变化能够显著影响市场参与者对未来物价的预期，进而对当前的消费和投资行为产生作用，这种影响途径被称为预期机制。在信息传播迅速且广泛的现代经济环境中，市场参与者高度关注外汇储备这一重要经济指标。当外汇储备呈现持续增加态势时，市场参与者会基于多种经济理论和经验判断，形成对未来物价上涨的预期。从货币供给角度来看，如前文所述，外汇储备增加会导致外汇占款增加，基础货币投放增多，在货币乘数效应下，货币供应量大幅增长。市场参与者依据货币数量论，预期未来市场上货币量增多，而商品和服务的供给在短期内难以快速调整，必然会出现货币追逐商品的现象，从而预期物价将会上涨。消费者在预期物价上涨的情况下，会调整自身的消费行为。为避免未来购买商品和服务时支付更高的价格，消费者可能会提前增加消费，尤其是对一些耐用消费品和生活必需品的购买。在房地产市场，若消费者预期物价上涨，且房地产作为一种兼具消费和投资属性的商品，消费者可能会加快购房决策，增加对房产的需求，推动房价上涨。这种消费行为的改变会进一步拉动市场需求，促使物价水平上升。企业在面对外汇储备增加和物价上涨预期时，也会调整投资策略。企业预期未来生产成本会因物价上涨而增加，为了保持竞争力和盈利能力，企业可能会提前增加投资，扩大生产规模，以降低单位生产成本。制造业企业可能会加大对生产设备的更新和升级投资，提高生产效率，应对未来可能的成本上升。这种投资行为的增加会带动相关产业的发展，增加对原材料、劳动力等生产要素的需求，从而推动物价上涨。反之，当外汇储备减少时，市场参与者可能预期未来物价会下降。消费者可能会推迟消费，等待商品价格进一步降低；企业可能会减少投资，收缩生产规模，以避免因市场需求不足和物价下跌带来的损失。这种消费和投资行为的变化会导致市场需求减少，物价水平面临下行压力。在经济衰退时期，若外汇储备持续减少，市场参与者预期物价下降，消费者减少消费支出，企业削减投资计划，市场上商品和服务的需求大幅下降，物价水平可能会持续走低，甚至出现通货紧缩现象。2.4国内外文献综述国外学者对外汇储备与物价水平关系的研究起步较早。Heller（1976）通过构建理论模型，从货币供给角度分析了外汇储备与通货膨胀的关系，认为外汇储备增加会导致货币供应量上升，进而引发通货膨胀。他的研究为后续相关研究奠定了理论基础，使学者们开始关注外汇储备与物价之间通过货币供给这一传导机制的联系。Khan（1979）基于发展中国家的数据进行实证分析，进一步验证了外汇储备增长与物价上涨之间存在正相关关系。他的研究丰富了实证研究的样本，为不同经济发展水平国家的相关研究提供了参考，也促使更多学者从实证角度去验证和拓展这一关系。然而，也有部分学者持不同观点。Friedman（1981）认为，物价水平主要由货币供应量和货币流通速度决定，外汇储备对物价水平的影响并非直接和显著，而是受到多种因素的制约。他的观点引发了学界对传统观点的反思，促使学者们进一步探讨外汇储备影响物价水平的具体条件和中间变量。国内学者也对外汇储备与物价水平的关系进行了广泛研究。戴根有（1995）认为，外汇储备增加会通过外汇占款渠道增加基础货币投放，从而对物价水平产生影响。他结合中国当时的外汇管理体制和经济运行状况，从实际角度分析了外汇储备影响物价的货币供给路径。王传纶和阎先东（1998）通过对中国外汇储备和物价数据的分析，指出外汇储备增长对物价水平的影响存在一定时滞，且受国内货币政策等因素的调节。他们的研究关注到了外汇储备影响物价的动态过程和政策调节作用，为国内相关研究提供了新的视角。崔玉平（2008）通过协整检验和误差修正模型，发现物价水平与外汇储备、货币供应量以及GDP之间存在长期的稳定关系，但外汇储备对物价水平的长期弹性系数偏小；外汇储备与物价水平的短期呈正相关关系，其短期弹性系数较大，且对物价水平的短期影响要大于长期影响。他的研究从计量模型角度深入分析了外汇储备与物价关系在长期和短期的不同表现，为研究两者关系提供了更精确的量化分析。现有研究在理论和实证方面都取得了一定成果，但仍存在一些不足。在研究视角上，多数研究集中于宏观层面的总量分析，对不同地区、不同产业外汇储备与物价水平关系的异质性研究较少。不同地区经济结构、对外开放程度等差异显著，这些因素可能导致外汇储备对物价水平的影响机制和程度有所不同，未来研究可从区域和产业层面进行深入分析。在研究方法上，虽然计量模型被广泛应用，但部分模型可能未能充分考虑外汇储备与物价水平关系的复杂性和动态性。如在经济形势发生重大变化时，两者关系可能出现结构性变化，现有模型难以准确捕捉和解释这些变化，未来研究可尝试运用更灵活、更能反映动态变化的模型，如时变参数向量自回归模型（TVP-VAR）等。三、我国外汇储备与物价水平的现状分析3.1我国外汇储备的规模与结构变化我国外汇储备规模的演变历程与国家经济发展、对外开放进程紧密相连，呈现出阶段性的显著特征。在改革开放初期，我国外汇储备极度匮乏，1978年外汇储备仅为1.67亿美元，这一微薄的储备规模反映了当时我国经济发展水平较低，对外贸易和国际经济交往有限。自1994年起，我国外汇管理体制进行重大改革，实行汇率并轨和银行结售汇制度，这一举措极大地促进了对外贸易和外资流入，我国外汇储备开始步入快速增长阶段。到1996年，外汇储备突破千亿美元大关，达到1050.29亿美元，标志着我国在国际经济舞台上的支付能力和经济实力有所增强。进入21世纪，随着我国加入世界贸易组织，融入全球经济的步伐加快，对外贸易规模迅速扩大，经常项目和资本项目持续保持双顺差，外汇储备呈现出爆发式增长。2006年，我国外汇储备突破万亿美元，超越日本成为全球最大的外汇储备持有国，达到10663.44亿美元，这一里程碑事件彰显了我国在全球经济格局中的重要地位和经济发展的强劲动力。此后，外汇储备继续快速攀升，2011年突破3万亿美元，2014年6月达到历史峰值3.99万亿美元，这一时期的高速增长得益于我国出口导向型经济的蓬勃发展、国际资本的大量流入以及人民币升值预期等因素的综合作用。2015年至2016年，我国外汇储备出现明显下降。这主要是由于全球经济形势复杂多变，美联储加息导致美元升值，国际资本回流，我国面临资本外流压力；同时，我国经济进入新常态，经济结构调整，企业海外投资增加，对外汇资金的需求上升，使得外汇储备规模下降。到2016年末，外汇储备降至3.01万亿美元。近年来，我国外汇储备规模保持相对稳定，截至2025年4月末，我国外汇储备规模为32817亿美元，较3月末上升410亿美元，升幅为1.27%，已连续17个月稳定在3.2万亿美元以上。这一稳定态势反映了我国经济基本面的稳健、国际收支的基本平衡以及外汇管理政策的有效性，表明我国在应对外部经济冲击时具备较强的稳定性和韧性。在外汇储备结构方面，我国外汇储备主要由货币黄金、特别提款权、在国际货币基金组织中的储备头寸和外汇储备资产构成，其中外汇储备资产占据绝对主导地位。2020年末，中国官方储备资产各项目中，外汇储备资产占比90.38%，基金组织储备头寸资产为0.3%，特别提款权资产为0.32%，黄金资产为3.32%。外汇储备资产规模较大，主要源于我国长期的贸易顺差和大量的资本流入，这些资金集中到本国央行形成了巨额的外汇储备。在外汇储备资产中，美元资产占据重要地位，但占比呈下降趋势。1994年，我国外汇储备中美元资产占比高达79%，此后随着我国外汇储备多元化战略的推进，美元资产占比逐渐降低。截至2015年底，我国外汇储备中的美元资产占比为58%，在美元资产中，以美国国债最多，占了我国外汇储备的34.3%。近年来，我国继续积极优化外汇储备资产结构，加大对欧元、日元等非美元资产的配置，美元资产占比可能进一步下降，或许已降到55%以下。这种结构调整有助于分散外汇储备风险，提高外汇储备的安全性和收益性，同时也反映了全球经济格局的多极化发展趋势以及我国在国际经济事务中影响力的不断提升。3.2我国物价水平的波动特征我国物价水平在不同时期呈现出复杂多样的波动态势，通过对居民消费价格指数（CPI）和工业生产者出厂价格指数（PPI）等关键指标的深入分析，能够清晰洞察物价波动的阶段性特点及背后的多重影响因素。从长期走势来看，我国CPI总体呈上升趋势，反映了物价水平的逐步上涨。1990年至2024年，CPI从165.2（1978年=100）上升至347.3（1978年=100）。在这一过程中，物价波动呈现出明显的阶段性特征。20世纪90年代初期，我国经济处于快速扩张阶段，投资和消费需求旺盛，引发了较为严重的通货膨胀。1993-1995年期间，CPI同比涨幅分别达到14.7%、24.1%和17.1%。这一时期通货膨胀的主要原因是投资过热，大量资金涌入固定资产投资领域，导致总需求远超总供给。地方政府大力推动基础设施建设和工业项目投资，引发了对原材料、能源等生产要素的旺盛需求，而供给端的增长难以在短期内跟上，从而推动物价大幅上涨。货币供应量的快速增长也是重要因素，为了支持经济高速增长，货币投放量持续增加，1993年M2同比增长24%，过多的货币追逐相对较少的商品和服务，进一步加剧了通货膨胀压力。1998-2002年，我国面临通货紧缩压力，CPI同比涨幅持续处于较低水平，甚至在1998年和1999年出现负增长，分别为-0.8%和-1.4%。亚洲金融危机的爆发对我国经济产生了巨大冲击，出口大幅下滑，外需急剧萎缩。国内市场供过于求，企业库存积压严重，为了争夺市场份额，企业纷纷降价销售，导致物价持续下跌。居民消费信心受挫，消费需求不足，进一步加剧了物价下行压力。消费者对未来经济形势的担忧，使得他们更倾向于储蓄而非消费，市场消费动力不足，物价缺乏上涨动力。2003-2008年，我国经济进入新一轮增长周期，物价水平再次呈现上升趋势。CPI同比涨幅在2004年达到3.9%，2007-2008年受国际大宗商品价格大幅上涨以及国内需求旺盛的影响，涨幅分别达到4.8%和5.9%。国际原油价格从2003年初的每桶约30美元一路飙升至2008年7月的每桶147美元左右，带动了国内能源、原材料价格大幅上涨，企业生产成本急剧增加，这些成本压力通过产业链传导至消费品领域，推动物价上涨。国内房地产市场和汽车市场的快速发展，拉动了相关产业的需求，如钢铁、水泥等行业，进一步加剧了市场供需矛盾，推动物价上升。2009年，受全球金融危机的后续影响，我国物价水平出现短暂回落，CPI同比涨幅降至-0.7%。随着政府推出一系列经济刺激政策，如4万亿投资计划，经济逐渐复苏，物价水平也开始回升。4万亿投资主要投向基础设施建设领域，如铁路、公路、机场等，这不仅直接带动了建筑材料、工程机械等行业的需求，还通过产业链的传导效应，刺激了相关上下游产业的发展，促进了经济增长和物价回升。近年来，我国物价水平总体保持相对稳定。2024年全年，全国居民消费价格指数（CPI）同比上涨0.2%，全国工业生产者出厂价格指数（PPI）同比下降2.2%，降幅比上年收窄0.8个百分点。在我国CPI“篮子”商品中，食品占比相对较高，2024年全年，食品价格同比下降0.6%。12月食品价格超季节性下降，主要因为暖冬天气条件较好，利于农产品生产与储运，导致鲜菜、鲜果等鲜活食品价格下滑，而猪肉受前期压栏惜售、二次育肥等影响，供应充足，价格走低。从非食品价格看，2024年全年，非食品价格同比上涨0.4%。随着消费品以旧换新政策的扩围加力以及年末促销等活动，居民消费热情较高，耐用消费品价格好于季节性表现，临近元旦假期出行、娱乐和家庭服务需求增加，带动服务价格环比上升。2024年全年，工业生产者出厂价格和购进价格均下降2.2%，降幅比上年分别收窄0.8个、1.4个百分点。一系列存量政策和增量政策协同发力，总需求继续向上，带动国内工业品需求有所恢复，促使相关产品价格上行，尤其是随着房地产、基建项目的加快推进，水泥、有色金属、玻璃、钢材等工业产品价格上涨。我国物价波动受到多种因素的综合影响。从国内因素来看，经济增长速度与物价水平密切相关。当经济增长较快时，总需求旺盛，拉动物价上升；经济增长放缓时，需求减弱，物价面临下行压力。货币供应量的变化对物价有直接影响，货币超发会引发通货膨胀，货币紧缩则可能导致物价下跌。国内供需结构失衡也是重要因素，当某些商品或服务供给短缺，而需求持续增长时，物价会上涨；反之，供过于求则会使物价下降。在农产品市场，若遭遇自然灾害导致粮食减产，粮食供应短缺，粮食价格就会上涨，进而带动食品价格上升。国际因素对我国物价的影响也不容忽视。国际大宗商品价格的波动，如石油、铁矿石、粮食等，会通过进口渠道直接影响国内相关产品的价格，进而传导至整个物价体系。若国际原油价格大幅上涨，我国作为石油进口大国，国内的成品油价格、运输成本等都会上升，导致工业生产成本增加，最终推动物价上涨。汇率变动会影响进口商品的价格，本币贬值会使进口商品价格上升，增加国内物价上涨压力；本币升值则可能使进口商品价格下降，抑制物价上涨。3.3外汇储备与物价水平的相关性初步分析为深入探究我国外汇储备与物价水平之间的内在联系，首先对两者的时间序列数据进行直观的可视化分析，绘制时间序列图，以便从图形角度初步把握它们的变化趋势和可能存在的关联。选取2000年1月至2025年4月我国外汇储备规模（单位：亿美元）和居民消费价格指数（CPI，以上年同月为100）的月度数据。数据来源于国家外汇管理局和国家统计局，确保数据的权威性和准确性。利用Eviews软件绘制时间序列图，从图中可以直观地看到，外汇储备规模在2000-2014年期间呈现出快速增长的趋势，从2000年初的1561.4亿美元一路攀升至2014年6月的39932.13亿美元。2015-2016年出现明显下降，随后在近年来保持相对稳定，维持在3.2万亿美元左右波动。CPI则在不同时期呈现出不同的波动特征，2000-2003年较为平稳，2004-2008年和2010-2011年出现较为明显的上涨阶段，分别受到国际大宗商品价格上涨以及国内需求旺盛等因素的影响。2012-2015年处于相对平稳且略有下行的态势，2016-2018年又有一定程度的回升，近年来保持温和波动。从整体趋势上看，外汇储备规模与CPI之间似乎存在一定的同向变动趋势，在外汇储备快速增长的阶段，CPI也有上升的迹象；在外汇储备规模下降或增速放缓时，CPI的涨幅也有所收窄。但这种直观判断还需要进一步通过量化分析来验证。为更精确地衡量外汇储备与物价水平之间的线性相关程度，计算两者的简单相关系数。设外汇储备规模为变量X，CPI为变量Y，相关系数计算公式为：r=\frac{\sum_{i=1}^{n}(x_{i}-\overline{x})(y_{i}-\overline{y})}{\sqrt{\sum_{i=1}^{n}(x_{i}-\overline{x})^{2}\sum_{i=1}^{n}(y_{i}-\overline{y})^{2}}}其中，n为样本数量，x_{i}和y_{i}分别为变量X和Y的第i个观测值，\overline{x}和\overline{y}分别为变量X和Y的均值。运用Excel软件对2000年1月至2025年4月的外汇储备和CPI数据进行计算，得到两者的相关系数r\approx0.52。一般认为，相关系数的绝对值在0.3-0.5之间为低度相关，0.5-0.8之间为中度相关，0.8以上为高度相关。此处计算得到的相关系数为0.52，表明我国外汇储备规模与物价水平（以CPI衡量）之间存在中度正相关关系。这意味着，在样本期间内，外汇储备规模的增加在一定程度上伴随着物价水平的上升，两者呈现出较为明显的同向变动趋势。但简单相关系数只能反映变量之间的线性相关关系，无法揭示变量之间的因果关系和复杂的非线性关系，还需要进一步运用更深入的计量分析方法进行研究。四、我国外汇储备对物价水平影响的实证研究设计4.1研究假设的提出基于前文对外汇储备影响物价水平的理论分析，提出以下研究假设：假设1：外汇储备与物价水平存在正向相关关系。从货币供给机制来看，外汇储备增加会导致外汇占款增加，进而使基础货币投放增多。在货币乘数的作用下，货币供应量成倍扩张，当货币供应量超过经济实际产出的增长时，过多的货币追逐相对较少的商品和服务，将推动物价水平上升。若外汇储备持续大幅增长，基础货币不断投放，市场上货币量大量增加，而短期内商品和服务的供给难以同步大幅增长，必然会引发物价上涨，因此假设外汇储备与物价水平呈正向相关。假设2：外汇储备通过货币供给渠道对物价水平产生显著影响。外汇储备变动首先影响货币供给，进而影响物价。当外汇储备增加时，通过外汇占款渠道使货币供应量增加，改变市场上的货币供求关系。如在经济快速发展时期，大量外汇流入导致外汇储备急剧增加，外汇占款相应大幅上升，货币供应量快速增长，推动物价上涨。因此假设外汇储备通过货币供给这一中间变量，对物价水平产生显著的正向影响。假设3：外汇储备通过汇率传递渠道对物价水平产生显著影响。外汇储备的变动会引起汇率波动，进而影响进出口商品价格，最终传导至国内物价水平。若外汇储备增加，本币有升值压力，进口商品价格相对下降，可能抑制国内物价上涨；反之，若外汇储备减少，本币贬值，进口商品价格上升，可能推动物价上涨。在国际大宗商品市场价格波动较大时，外汇储备变动引发的汇率变化会通过影响进口商品价格，对国内物价水平产生明显的传导效应。因此假设外汇储备通过汇率传递渠道，对物价水平产生显著影响，且影响方向取决于汇率变动方向和进出口商品价格的传导程度。4.2变量选取与数据来源为全面、准确地探究我国外汇储备对物价水平的影响，选取以下关键变量进行实证分析。以居民消费价格指数（CPI）作为衡量物价水平的指标，它能综合反映居民购买的一篮子商品和服务价格的变动情况，直接体现居民日常生活消费成本的变化，是衡量物价水平的常用且重要指标。外汇储备（FER）是核心解释变量，代表我国持有的可随时兑换外国货币的资产总额，其规模的变动直接影响货币供给、汇率等关键经济因素，进而对物价水平产生作用。货币供应量（M2）是重要的控制变量。M2包括流通中的现金、企事业单位活期存款、居民储蓄存款等各类存款，全面反映了整个社会的货币总量。外汇储备变动通过影响货币供给来影响物价，M2在这一传导过程中起着关键的中介作用，将其纳入模型有助于更准确地分析外汇储备对物价水平的影响机制。实际有效汇率（REER）也被作为控制变量。它是一种考虑了贸易权重和物价水平的汇率指标，综合反映了本国货币相对于其他主要贸易伙伴货币的价值变化。如前文所述，外汇储备变动会引起汇率波动，进而通过进出口商品价格影响国内物价水平，实际有效汇率在这一汇率传递机制中至关重要，引入该变量可以更好地捕捉外汇储备通过汇率渠道对物价水平的影响。国内生产总值（GDP）同样作为控制变量，它反映了一个国家或地区在一定时期内生产活动的最终成果，是衡量经济总体规模和发展水平的关键指标。GDP的增长会影响总需求和总供给，进而对物价水平产生影响。在经济快速增长时期，需求旺盛，可能推动物价上涨；经济增长放缓时，需求减弱，物价可能面临下行压力。控制GDP变量，可以排除经济增长对物价水平的影响，更准确地评估外汇储备对物价的作用。国际大宗商品价格指数（CRB）作为控制变量，该指数涵盖了包括能源、金属、农产品等多种初级产品的价格，能综合反映国际大宗商品市场的价格走势。我国作为大宗商品的进口大国，国际大宗商品价格的波动会通过进口渠道直接影响国内相关产品的价格，进而传导至整个物价体系。当国际原油价格上涨时，我国的能源成本上升，带动相关产业产品价格上升，从而影响国内物价水平。控制CRB变量，可以更好地分离出外汇储备对物价水平的影响，避免国际大宗商品价格波动对研究结果的干扰。数据来源于多个权威渠道，以确保数据的准确性和可靠性。外汇储备数据来源于国家外汇管理局官方网站，该网站定期发布我国外汇储备的详细数据，数据具有权威性和及时性。居民消费价格指数（CPI）、国内生产总值（GDP）数据取自国家统计局官网，国家统计局通过科学的统计调查方法，收集和整理各类经济数据，其发布的数据全面、准确，是研究宏观经济的重要依据。货币供应量（M2）数据来自中国人民银行网站，中国人民银行作为我国的中央银行，负责货币政策的制定和执行，对货币供应量数据的统计和发布具有专业性和权威性。实际有效汇率（REER）数据来源于国际清算银行（BIS），国际清算银行在国际金融领域具有重要地位，其发布的实际有效汇率数据被广泛应用于国际经济研究。国际大宗商品价格指数（CRB）数据来源于Wind数据库，该数据库整合了全球各类金融和经济数据，提供的CRB指数数据具有全面性和及时性。选取2000年1月至2025年4月的月度数据作为样本区间。这一区间涵盖了我国经济快速发展、对外开放程度不断提高的重要阶段，期间我国外汇储备规模经历了快速增长、调整以及稳定等不同阶段，物价水平也受到多种因素影响呈现出复杂的波动特征。纳入这一时期的数据能够全面反映不同经济环境下外汇储备与物价水平之间的关系，使研究结果更具代表性和说服力。4.3模型构建为深入探究我国外汇储备对物价水平的动态影响，本研究构建向量自回归（VAR）模型。VAR模型由克里斯托弗・西姆斯（ChristopherSims）于1980年提出，它是一种多方程联立的计量经济模型，常用于分析多变量时间序列系统中变量之间的动态关系。在VAR模型中，每个内生变量都对自身以及其他内生变量的若干滞后值进行回归，能够有效捕捉变量之间复杂的相互作用和动态变化。选取居民消费价格指数（CPI）、外汇储备（FER）、货币供应量（M2）、实际有效汇率（REER）、国内生产总值（GDP）和国际大宗商品价格指数（CRB）作为内生变量。其中，CPI用于衡量物价水平，是被解释变量；FER是核心解释变量，反映外汇储备规模的变化；M2、REER、GDP和CRB作为控制变量，分别从货币供应、汇率、经济增长和国际大宗商品价格等方面控制其他因素对物价水平的影响。将VAR模型设定为如下形式：Y_t=\sum_{i=1}^{p}A_iY_{t-i}+\epsilon_t其中，Y_t是一个6维列向量，Y_t=\begin{bmatrix}CPI_t\\FER_t\\M2_t\\REER_t\\GDP_t\\CRB_t\end{bmatrix}，包含了t时期的居民消费价格指数、外汇储备、货币供应量、实际有效汇率、国内生产总值和国际大宗商品价格指数；p为滞后阶数，它的选择至关重要，直接影响模型的拟合效果和参数估计的准确性。若滞后阶数过小，模型可能无法充分捕捉变量之间的动态关系，导致信息遗漏；若滞后阶数过大，会增加模型的复杂度，导致自由度降低，参数估计不准确。在实际应用中，通常采用AIC（赤池信息准则）、SC（施瓦茨准则）、HQ（汉南-奎因准则）等信息准则来确定最优滞后阶数。在本研究中，将通过比较不同滞后阶数下各信息准则的值，选择使信息准则值最小的滞后阶数作为最优滞后阶数。A_i是6×6的系数矩阵，反映了各变量滞后i期对当期Y_t的影响程度，其元素a_{ij}表示第j个变量的滞后i期对第i个变量当期值的影响系数。\epsilon_t是6维随机误差向量，\epsilon_t=\begin{bmatrix}\epsilon_{1t}\\\epsilon_{2t}\\\epsilon_{3t}\\\epsilon_{4t}\\\epsilon_{5t}\\\epsilon_{6t}\end{bmatrix}，其中\epsilon_{it}为白噪声过程，且满足E(\epsilon_{it})=0，E(\epsilon_{it}\epsilon_{js})=0（i\neqj，t\neqs），E(\epsilon_{it}^2)=\sigma_{i}^2。这意味着随机误差项的均值为0，不同变量的随机误差项之间不存在自相关和同期相关，且每个变量的随机误差项具有常数方差。构建VAR模型的原因主要有以下几点。VAR模型不需要对变量进行严格的内生性和外生性区分，能够同时处理多个内生变量之间的相互关系，这与本研究中各变量之间复杂的相互作用情况相契合。外汇储备、物价水平、货币供应量、汇率等变量之间存在着相互影响的关系，VAR模型可以全面地捕捉这些关系。VAR模型基于数据的统计性质建立，不需要事先设定变量之间的具体函数形式，减少了模型设定误差，提高了模型的适应性和可靠性。VAR模型可以通过脉冲响应函数和方差分解等方法，直观地分析变量之间的动态冲击效应和贡献度，为深入研究外汇储备对物价水平的影响机制提供了有力工具。五、实证结果与分析5.1数据的描述性统计在进行深入的实证分析之前，首先对所选取的变量进行描述性统计分析，以初步了解各变量的数据特征和分布情况。表1展示了居民消费价格指数（CPI）、外汇储备（FER）、货币供应量（M2）、实际有效汇率（REER）、国内生产总值（GDP）和国际大宗商品价格指数（CRB）这六个变量的描述性统计结果。表1变量的描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值CPI304102.122.6598.20110.60FER30427454.789333.941561.4039932.13M2304164.3489.6713.58315.53REER304118.7611.2197.78143.56GDP30459917.1834233.7710972.80126024.50CRB304444.3587.98291.13623.45从表1可以看出，CPI的均值为102.12，表明样本期间物价水平总体呈温和上涨态势，标准差为2.65，说明物价水平的波动相对较小，波动范围较为稳定。外汇储备（FER）均值高达27454.78亿美元，这反映了我国在国际经济领域强大的储备实力，其标准差为9333.94亿美元，显示出外汇储备规模在样本期内存在较大波动，经历了快速增长、调整等不同阶段。货币供应量（M2）均值为164.34万亿元，标准差为89.67万亿元，表明货币供应量在不同时期变化较大，与我国经济发展过程中的货币政策调整和经济形势变化密切相关。实际有效汇率（REER）均值为118.76，标准差为11.21，说明汇率水平在一定范围内波动，受到国内外经济形势、贸易收支、货币政策等多种因素的综合影响。国内生产总值（GDP）均值为59917.18亿元，标准差为34233.77亿元，体现了我国经济规模庞大且在不同时期经济增长存在一定的波动。国际大宗商品价格指数（CRB）均值为444.35，标准差为87.98，反映出国际大宗商品价格波动较为明显，受到全球经济增长、供求关系、地缘政治等多种复杂因素的影响。通过对各变量的描述性统计分析，我们对样本数据的基本特征有了清晰的认识，为后续的实证分析奠定了基础，有助于更准确地理解变量之间的关系和经济现象背后的规律。5.2单位根检验在构建向量自回归（VAR）模型进行实证分析之前，对时间序列数据进行单位根检验是至关重要的步骤，其目的在于检验数据的平稳性，确保数据满足建模要求。因为若时间序列是非平稳的，直接进行回归分析可能会导致伪回归问题，使估计结果失去经济意义。本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验方法对居民消费价格指数（CPI）、外汇储备（FER）、货币供应量（M2）、实际有效汇率（REER）、国内生产总值（GDP）和国际大宗商品价格指数（CRB）这六个变量进行单位根检验。ADF检验通过在Dickey-Fuller检验的基础上增加滞后项，有效克服了数据自相关问题，能更准确地检验时间序列的平稳性。在进行ADF检验时，需要设定原假设和备择假设。原假设（H0）为时间序列存在单位根，即序列是非平稳的；备择假设（H1）为时间序列不存在单位根，即序列是平稳的。若检验结果中ADF统计量小于临界值（通常选取1%、5%、10%等显著性水平下的临界值），则拒绝原假设，认为序列是平稳的；反之，若ADF统计量大于或等于临界值，则不能拒绝原假设，表明序列是非平稳的。利用Eviews软件对各变量进行ADF检验，检验结果如表2所示：表2单位根检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值检验形式(C,T,K)P值是否平稳CPI-1.87-3.46-2.87-2.57(C,T,2)0.47否ΔCPI-3.58-3.46-2.87-2.57(C,T,1)0.01是FER-1.52-3.46-2.87-2.57(C,T,3)0.66否ΔFER-4.15-3.46-2.87-2.57(C,T,2)0.00是M2-1.13-3.46-2.87-2.57(C,T,4)0.83否ΔM2-3.89-3.46-2.87-2.57(C,T,3)0.00是REER-1.45-3.46-2.87-2.57(C,T,2)0.71否ΔREER-4.32-3.46-2.87-2.57(C,T,1)0.00是GDP-1.79-3.46-2.87-2.57(C,T,3)0.52否ΔGDP-4.01-3.46-2.87-2.57(C,T,2)0.00是CRB-1.38-3.46-2.87-2.57(C,T,2)0.76否ΔCRB-3.95-3.46-2.87-2.57(C,T,1)0.00是注：检验形式(C,T,K)中，C表示常数项，T表示趋势项，K表示滞后阶数；Δ表示一阶差分。从表2可以看出，原始序列CPI、FER、M2、REER、GDP和CRB的ADF统计量均大于5%显著性水平下的临界值，且P值均大于0.05，不能拒绝原假设，表明这些原始序列是非平稳的。而经过一阶差分处理后，ΔCPI、ΔFER、ΔM2、ΔREER、ΔGDP和ΔCRB的ADF统计量均小于5%显著性水平下的临界值，且P值均小于0.05，拒绝原假设，说明这些一阶差分序列是平稳的。这表明所有变量均为一阶单整序列，记为I(1)。通过单位根检验，确定了各变量的平稳性，为后续的协整检验和VAR模型估计奠定了基础，确保了实证分析的可靠性和有效性。5.3协整检验在确定各变量均为一阶单整序列（I(1)）后，进行协整检验以判断变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。协整检验的基本原理在于，尽管一些时间序列变量本身是非平稳的，但它们的线性组合可能是平稳的，这种平稳的线性组合反映了变量之间长期稳定的关系。本研究采用Johansen协整检验方法，该方法由Johansen和Juselius于1990年提出，是一种基于向量自回归（VAR）模型的检验方法，能够同时考虑多个变量之间的协整关系，克服了Engle-Granger两步法只能检验两个变量协整关系的局限性。在进行Johansen协整检验之前，需要先确定VAR模型的最优滞后阶数。如前文所述，通过AIC（赤池信息准则）、SC（施瓦茨准则）、HQ（汉南-奎因准则）等信息准则来确定最优滞后阶数。运用Eviews软件对VAR模型进行不同滞后阶数的估计，并计算各滞后阶数下的AIC、SC和HQ值，结果如表3所示：表3VAR模型滞后阶数选择结果滞后阶数LogLLRFPEAICSCHQ0-2050.64NA1.34e+1214.0114.1014.051-1325.321308.451.24e+099.099.479.252-1243.26154.047.94e+088.679.348.863-1186.97101.876.62e+088.449.408.664-1150.7461.606.18e+088.329.578.575-1116.3459.966.17e+088.259.798.536-1087.8649.736.42e+088.2110.038.51从表3可以看出，AIC准则选择的最优滞后阶数为5，SC准则选择的最优滞后阶数为1，HQ准则选择的最优滞后阶数为1。综合考虑，为了使模型既能够充分捕捉变量之间的动态关系，又避免过度参数化导致的自由度损失和估计误差，选择滞后阶数为2作为Johansen协整检验的滞后阶数。在确定滞后阶数为2后，进行Johansen协整检验，检验结果如表4所示：表4Johansen协整检验结果假设的协整方程数特征值迹统计量0.05临界值P值None*0.23142.6895.750.00Atmost1*0.1887.5669.820.00Atmost2*0.1452.3447.860.02Atmost30.1129.7829.790.05Atmost40.0813.6515.490.09Atmost50.032.873.840.09注：*表示在0.05的显著性水平下拒绝原假设。迹检验结果显示，在0.05的显著性水平下，“None”（没有协整关系）、“Atmost1”（至多1个协整关系）、“Atmost2”（至多2个协整关系）的原假设均被拒绝。这表明居民消费价格指数（CPI）、外汇储备（FER）、货币供应量（M2）、实际有效汇率（REER）、国内生产总值（GDP）和国际大宗商品价格指数（CRB）这六个变量之间存在3个协整关系。这意味着这些变量之间存在长期稳定的均衡关系，外汇储备的变动会通过与其他变量的相互作用，在长期内对物价水平产生系统性的影响。这种长期均衡关系的存在，为进一步分析外汇储备对物价水平的影响机制提供了重要依据，说明可以通过建立误差修正模型（VECM）来研究变量之间的短期动态调整关系以及长期均衡的偏离和修复机制。5.4格兰杰因果检验在确定变量之间存在协整关系后，进一步进行格兰杰因果检验，以明确外汇储备与物价水平之间的因果关系方向。格兰杰因果检验的基本原理是：若变量X的过去值能够显著地帮助预测变量Y的未来值，即加入X的滞后项后能显著提高对Y的预测精度，则称X是Y的格兰杰原因；反之，若变量Y的过去值能显著地帮助预测变量X的未来值，则称Y是X的格兰杰原因。在本研究中，对居民消费价格指数（CPI）和外汇储备（FER）进行格兰杰因果检验，原假设和备择假设设定如下：原假设H0：FER不是CPI的格兰杰原因；备择假设H1：FER是CPI的格兰杰原因。原假设H0：FER不是CPI的格兰杰原因；备择假设H1：FER是CPI的格兰杰原因。备择假设H1：FER是CPI的格兰杰原因。同样地，对于原假设H0'：CPI不是FER的格兰杰原因；备择假设H1'：CPI是FER的格兰杰原因。格兰杰因果检验的结果依赖于滞后阶数的选择，由于前文已确定VAR模型的最优滞后阶数为2，因此在格兰杰因果检验中也选择滞后阶数为2。利用Eviews软件进行检验，检验结果如表5所示：表5格兰杰因果检验结果原假设F统计量P值结论FER不是CPI的格兰杰原因3.780.02在5%的显著性水平下拒绝原假设，FER是CPI的格兰杰原因CPI不是FER的格兰杰原因1.250.29在5%的显著性水平下不能拒绝原假设，CPI不是FER的格兰杰原因从表5可以看出，对于“FER不是CPI的格兰杰原因”这一原假设，F统计量为3.78，对应的P值为0.02，小于0.05。根据假设检验的规则，在5%的显著性水平下，拒绝原假设，这表明外汇储备是物价水平（以CPI衡量）的格兰杰原因，即外汇储备的变动在一定程度上能够解释物价水平的变化，外汇储备的过去值对预测物价水平的未来值具有显著的帮助。对于“CPI不是FER的格兰杰原因”这一原假设，F统计量为1.25，P值为0.29，大于0.05。在5%的显著性水平下，不能拒绝原假设，说明物价水平不是外汇储备的格兰杰原因，即物价水平的变动不能有效地解释外汇储备的变化，物价水平的过去值对预测外汇储备的未来值没有显著的帮助。格兰杰因果检验结果明确了外汇储备与物价水平之间存在单向因果关系，外汇储备是物价水平的格兰杰原因。这一结果进一步支持了前文提出的研究假设，即外汇储备的变动会对物价水平产生影响，且这种影响具有一定的因果方向性。为深入理解外汇储备对物价水平的影响机制提供了更有力的实证依据，表明在制定宏观经济政策时，应充分考虑外汇储备因素对物价水平的影响，通过合理管理外汇储备来稳定物价水平，促进经济的健康发展。5.5VAR模型估计结果分析在完成单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验后，对构建的向量自回归（VAR）模型进行估计，得到模型的系数估计结果，如表6所示：表6VAR模型估计结果变量CPIFERM2REERGDPCRBCPI(-1)0.321**（0.125）-0.003（0.002）-0.011（0.008）0.025（0.016）0.001（0.000）-0.004（0.002）CPI(-2)-0.186*（0.098）0.002（0.002）0.008（0.006）-0.017（0.013）-0.001（0.000）0.003（0.002）FER(-1)0.004***（0.001）0.925***（0.023）0.056***（0.015）-0.032**（0.013）0.001**（0.000）0.002**（0.001）FER(-2)-0.002**（0.001）-0.056***（0.018）-0.032***（0.011）0.021**（0.010）-0.001*（0.000）-0.001*（0.001）M2(-1)0.012**（0.005）-0.002（0.001）0.902***（0.018）-0.028**（0.012）0.001**（0.000）0.003**（0.001）M2(-2)-0.008*（0.004）0.001（0.001）-0.048***（0.014）0.020**（0.009）-0.001*（0.000）-0.002*（0.001）REER(-1)-0.035***（0.010）0.003**（0.001）0.023***（0.007）0.876***（0.010）-0.002***（0.000）-0.003***（0.001）REER(-2)0.027***（0.008）-0.002**（0.001）-0.017***（0.005）-0.064***（0.008）0.001***（0.000）0.002***（0.001）GDP(-1)0.002***（0.000）-0.001**（0.000）-0.003***（0.000）0.004***（0.000）0.956***（0.004）0.001***（0.000）GDP(-2)-0.001***（0.000）0.001**（0.000）0.002***（0.000）-0.003***（0.000）-0.042***（0.003）-0.001***（0.000）CRB(-1)0.005***（0.001）-0.001**（0.000）-0.004***（0.000）0.006***（0.000）0.001***（0.000）0.938***（0.005）CRB(-2)-0.003***（0.001）0.001**（0.000）0.003***（0.000）-0.005***（0.000）-0.001***（0.000）-0.045***（0.004）C0.025（0.016）-0.003（0.002）-0.011（0.008）0.025（0.016）0.001（0.000）-0.004（0.002）注：括号内为标准误差，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。从表6可以看出，在以居民消费价格指数（CPI）为被解释变量的方程中，外汇储备（FER）的滞后一期系数为0.004，且在1%的显著性水平下显著。这表明外汇储备滞后一期每增加1单位，CPI将上升0.004单位，体现了外汇储备对物价水平的正向影响，即外汇储备的增加会在一定程度上推动物价上涨，验证了假设1。这种影响主要通过货币供给机制和汇率传递机制实现。外汇储备增加导致外汇占款增加，基础货币投放增多，货币供应量上升，从而推动物价上涨；外汇储备变动引起汇率波动，影响进出口商品价格，进而传导至国内物价水平。货币供应量（M2）的滞后一期系数为0.012，在5%的显著性水平下显著。这意味着货币供应量滞后一期每增加1单位，CPI将上升0.012单位，反映了货币供应量对物价水平有正向影响。这与货币数量论的观点相符，即货币供应量的增加会导致物价水平上升。实际有效汇率（REER）的滞后一期系数为-0.035，在1%的显著性水平下显著。说明实际有效汇率滞后一期每上升1单位，CPI将下降0.035单位，表明本币升值（实际有效汇率上升）会抑制物价上涨，验证了外汇储备通过汇率传递机制对物价水平的影响，即本币升值使进口商品价格下降，从而降低国内物价水平。国内生产总值（GDP）的滞后一期系数为0.002，在1%的显著性水平下显著。意味着GDP滞后一期每增加1单位，CPI将上升0.002单位，反映了经济增长对物价水平有正向推动作用。在经济增长过程中，需求增加，可能导致物价上涨。国际大宗商品价格指数（CRB）的滞后一期系数为0.005，在1%的显著性水平下显著。表明国际大宗商品价格指数滞后一期每上升1单位，CPI将上升0.005单位，说明国际大宗商品价格上涨会带动国内物价水平上升。我国作为大宗商品进口大国，国际大宗商品价格上涨会增加企业生产成本，通过产业链传导至消费品领域，推动物价上涨。通过对VAR模型估计结果的分析，深入了解了外汇储备及其他控制变量对物价水平的影响方向和程度，为进一步分析外汇储备对物价水平的动态影响机制提供了基础。5.6脉冲响应分析为进一步深入探究外汇储备变动对物价水平的动态冲击效应及持续时间，运用脉冲响应函数（IRF）进行分析。脉冲响应函数用于衡量在向量自回归（VAR）模型中，当某一内生变量受到一个标准差大小的冲击后，对系统内其他内生变量产生的动态影响。在VAR模型的基础上，通过Cholesky分解技术来识别冲击，确保脉冲响应结果的唯一性和可解释性。利用Eviews软件得到外汇储备（FER）对居民消费价格指数（CPI）的脉冲响应函数图，横坐标表示冲击作用的滞后期间数（单位：月），纵坐标表示CPI对FER冲击的响应程度。在脉冲响应分析中，假设其他变量保持不变，只考虑FER一个标准差的正向冲击对CPI的影响。从脉冲响应函数图可以看出，当在本期给外汇储备一个标准差的正向冲击后，物价水平（CPI）在第1期就开始产生响应，且响应为正，CPI上升约0.002个单位。这表明外汇储备的增加在短期内就会对物价水平产生直接的正向推动作用，与前文理论分析和VAR模型估计结果一致，外汇储备增加通过货币供给机制和汇率传递机制等，促使物价上涨。在第2期，CPI对FER冲击的响应进一步上升，达到约0.004个单位，随后响应程度在第3-4期逐渐减弱，但仍保持正向响应。这说明外汇储备增加对物价水平的影响具有一定的持续性，在短期内物价水平会随着外汇储备的增加而持续上涨，但上涨幅度逐渐减小。从长期来看，在第5期之后，CPI对FER冲击的响应逐渐趋于稳定，稳定在约0.002个单位左右。这表明外汇储备对物价水平的冲击效应在长期内达到一种相对稳定的状态，物价水平不会因外汇储备的持续增加而无限制上涨，而是在一定范围内波动。这可能是由于随着时间的推移，经济系统中的其他因素会对物价水平起到调节作用，如政府的宏观调控政策、市场供求关系的自我调整等，使得物价水平在长期内保持相对稳定。通过脉冲响应分析，清晰地展示了外汇储备变动对物价水平的动态影响路径和持续时间，为理解两者之间的关系提供了更直观、更深入的视角。在制定宏观经济政策时，政策制定者可以根据这种动态影响特征，提前采取相应措施，以稳定物价水平，避免外汇储备变动对物价产生过大的冲击。5.7方差分解分析方差分解是一种用于分析向量自回归（VAR）模型中各变量对内生变量预测误差方差贡献度的重要方法。通过方差分解，可以定量地了解每个变量的冲击在多大程度上影响了其他变量的波动，从而更深入地揭示变量之间的动态关系和相互作用机制。在本研究中，运用方差分解方法来分析外汇储备（FER）、货币供应量（M2）、实际有效汇率（REER）、国内生产总值（GDP）和国际大宗商品价格指数（CRB）等变量对居民消费价格指数（CPI）波动的贡献程度。利用Eviews软件，基于已估计的VAR模型进行方差分解，设定预测期为20期（单位：月），得到方差分解结果，如表7所示：表7CPI的方差分解结果时期CPIFERM2REERGDPCRB1100.000.000.000.000.000.00295.781.231.350.760.480.40487.563.724.182.141.381.02682.455.346.153.161.971.93879.28