我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)物價(jià)水平關(guān)系研究

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1、我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系研究常熟理工學(xué)院 孫鳳華、張?bào)?、李?摘要：本文基于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間關(guān)系的經(jīng)典理論，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法從長(zhǎng)期和短期兩方面對(duì)我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。本文對(duì)19842009年我國(guó)貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和物價(jià)水平的時(shí)間序列數(shù)據(jù)指數(shù)化后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到三者之間存在協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)了Granger因果關(guān)系，建立誤差修正模型，并從脈沖響應(yīng)和方差分解的角度來分析貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平的影響。結(jié)果表明：貨幣供給增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率存在雙向因果關(guān)系；短期內(nèi)，我國(guó)貨幣供給存在“托賓效應(yīng)”；從長(zhǎng)期來看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率

2、和物價(jià)上漲率的波動(dòng)均主要由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化來決定；此外，我國(guó)貨幣存在內(nèi)生性，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)主要反映在物價(jià)水平上。最后綜合實(shí)證分析結(jié)論，就完善我國(guó)貨幣政策及其傳導(dǎo)機(jī)制的有關(guān)渠道提出一些改進(jìn)建議。關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 物價(jià)水平 協(xié)整 Granger因果檢驗(yàn)1.引言1.1選題背景與現(xiàn)實(shí)意義貨幣政策是貨幣當(dāng)局進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要工具，其實(shí)施的好壞影響著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展。中央銀行通過制定貨幣政策來達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、充分就業(yè)、穩(wěn)定物價(jià)和保持國(guó)際收支平衡的宏觀調(diào)控目標(biāo)。1984年之前，我國(guó)實(shí)行的是“大一統(tǒng)”的銀行體制。中央銀行不僅需行使發(fā)行貨幣和管理信貸的職能，而且還要經(jīng)營(yíng)商業(yè)銀行業(yè)務(wù)。然而，1

3、984年，我國(guó)中央銀行體制的正式確立，標(biāo)志著我國(guó)有了真正意義上的中央銀行和商業(yè)銀行，中國(guó)人民銀行開始獨(dú)立行使中央銀行的職權(quán)。從此，中國(guó)人民銀行建立了存款準(zhǔn)備金制度，促使我國(guó)的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的渠道發(fā)生了巨大變化。1993年以來，我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)開始轉(zhuǎn)為貨幣供應(yīng)量。在金融改革的逐漸深入以及改革力度的不斷加強(qiáng)下，我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控模式由直接調(diào)控轉(zhuǎn)向間接調(diào)控。加入WTO后，貿(mào)易全球化、經(jīng)濟(jì)全球化促使我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行方式、調(diào)控手段及各種機(jī)制、體制都得到了明顯的創(chuàng)新與完善。貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定的影響越來越顯著，已成為我國(guó)金融界熱切關(guān)注的焦點(diǎn)問題。此外，在2008年的全球“金融危機(jī)”影響下，國(guó)

4、內(nèi)理論界和決策部門面臨著通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)衰退兩難的窘迫局面。而糧食和原油價(jià)格的持續(xù)猛漲，導(dǎo)致我國(guó)出現(xiàn)通貨膨脹。盡管國(guó)家采取適度緊縮的貨幣政策以緩解經(jīng)濟(jì)過熱，然而效果并不理想，未達(dá)到預(yù)期的物價(jià)下降。隨后，房?jī)r(jià)的飆升，糧價(jià)的再次上漲，使得人們對(duì)我國(guó)采取的貨幣政策有效性提出了質(zhì)疑。為此，研究我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平的關(guān)系，有利于政府在復(fù)雜變化的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中制定并實(shí)施有效的貨幣政策來控制目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，對(duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、協(xié)調(diào)、穩(wěn)定、健康發(fā)展有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。1.2國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的關(guān)系一直是金融界熱點(diǎn)問題之一，各國(guó)學(xué)者長(zhǎng)期致力于探索研

5、究，期望能夠系統(tǒng)準(zhǔn)確地描述三者關(guān)系，以便政府制定相應(yīng)的貨幣政策確保經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展。就貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，不同學(xué)者得到的實(shí)證結(jié)果不同?？傮w而言，研究結(jié)論可分為兩種觀點(diǎn)：一是貨幣中性理論，即貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)不能對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)構(gòu)成影響；二是貨幣非中性理論，即貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)將會(huì)引起實(shí)際利率和產(chǎn)出等經(jīng)濟(jì)變量的變化。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗里德曼（Friedman,1963）和施瓦茨（Schwartz,1963）最早對(duì)貨幣和產(chǎn)出之間的相關(guān)性進(jìn)行了系統(tǒng)的描述。他們和托賓（Tobin,1970）的研究結(jié)果都表明，“貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)很可能是真實(shí)產(chǎn)量變動(dòng)的結(jié)果”，即“托賓效應(yīng)”。Stock、Watson(1989)

6、和Cover（1992）同樣也得出短期貨幣供應(yīng)量的改變對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)具有影響的結(jié)論。然而，McCandless和Weber(1995)研究了110個(gè)國(guó)家近30年的產(chǎn)出增長(zhǎng)率、平均通脹率和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出增長(zhǎng)率和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率在長(zhǎng)期并不具有相關(guān)性。同樣，在對(duì)美國(guó)的研究中，Boschen和Mill（1995）也證實(shí)了貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)產(chǎn)出不會(huì)產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。盡管學(xué)者對(duì)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系持有不同的觀點(diǎn)，但是他們都大致認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)價(jià)格水平的變化具有影響。McCandless和Weber(1995)研究發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率和通貨膨脹率之間有著強(qiáng)相關(guān)性。長(zhǎng)期來看，貨

7、幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹率的上升。Hafer和Kutan（1994）運(yùn)用誤差修正模型分析了中國(guó)19521988年的數(shù)據(jù)，結(jié)果表明我國(guó)貨幣需求與實(shí)際國(guó)民收入和預(yù)期通貨膨脹率之間存在協(xié)整關(guān)系。Friedman和Kuttner（1992）通過對(duì)美國(guó)19601990年的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與價(jià)格之間的關(guān)系是穩(wěn)定的。近年來，國(guó)內(nèi)許多學(xué)者基于不同的方法從不同角度對(duì)我國(guó)的實(shí)際情況進(jìn)行了研究分析。黃先開、鄧述慧(2000) 以19801997 年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用OLS 方法證明了預(yù)期貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)出的變動(dòng)具有影響，即貨幣非中性。曾令華(2000)通過對(duì)19871999年的數(shù)據(jù)分析，得出結(jié)論：我

8、國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和名義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間有著顯著的線性關(guān)系。劉斌(2001) 采用向量自回歸方法研究了貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的影響，發(fā)現(xiàn)有短期影響而無長(zhǎng)期影響；但貨幣政策沖擊對(duì)物價(jià)、貨幣供應(yīng)量和貸款等均會(huì)產(chǎn)生永久性的影響。陸軍、舒元(2002)運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證了在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供給對(duì)經(jīng)濟(jì)變量沒有實(shí)質(zhì)性的影響。劉金全、劉志強(qiáng)(2002) 對(duì)19922000 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行因果分析，發(fā)現(xiàn)若采用向量自回歸法分析，則貨幣供應(yīng)、實(shí)際產(chǎn)出和物價(jià)水平中任何兩個(gè)變量之間都存在雙向因果關(guān)系。楊建明（2003）利用均衡修正模型對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與產(chǎn)出、物價(jià)進(jìn)行協(xié)整分析。研究結(jié)果表明，1994年以來，短

9、期內(nèi)三者之間的相關(guān)性減弱，實(shí)證研究并不支持將貨幣供應(yīng)量作為我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)。戴建軍（2008）利用沖擊模型從貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響及政策傳導(dǎo)兩方面展開研究，發(fā)現(xiàn)不同層次的貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP的成績(jī)影響也有較明顯的差異。研究指出，我國(guó)貨幣供應(yīng)量存在明顯的內(nèi)生性，貨幣政策的長(zhǎng)期調(diào)控效果不明顯，但短期調(diào)控效果是比較顯著的。刁碩文（2008）基于協(xié)整理論研究了通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的影響，指出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供應(yīng)量均對(duì)通貨膨脹有一定的刺激作用。諶帥（2010）從相關(guān)性角度對(duì)19842008年我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平的關(guān)系進(jìn)行了分階段研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣非中性，并指出三者之間

10、存在相關(guān)性，但有時(shí)也存在失靈的情況。1.3本文的研究思路與方法本文在借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，吸取前人的研究方法，進(jìn)一步創(chuàng)新，從短期和長(zhǎng)期兩方面來分析1984年以來我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的相互關(guān)系。本文共分為四章，第一章引言介紹了本文的研究背景與現(xiàn)實(shí)意義、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀、本文研究思路以及創(chuàng)新之處。第二章對(duì)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系進(jìn)行定性分析。第三章運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。第四章在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，總結(jié)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的關(guān)系，并提出相應(yīng)的政策建議。本文采用單位根檢驗(yàn)及

11、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來研究經(jīng)濟(jì)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。倘若存在協(xié)整關(guān)系，可研究三者之間的格蘭杰因果關(guān)系，并建立誤差修正模型分析長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期波動(dòng)的影響。在誤差修正模型的基礎(chǔ)上，本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法進(jìn)一步研究它們短期內(nèi)受到?jīng)_擊后的響應(yīng)，得到更為準(zhǔn)確的結(jié)論。1.4本文的創(chuàng)新本文的創(chuàng)新點(diǎn)主要有：首先，在數(shù)據(jù)選取方面，本文選取了19842009年的年度數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究樣本。因?yàn)樵?984年之前，我國(guó)中央銀行體制未正式確立，實(shí)行的是“大一統(tǒng)”體制。1984年后，銀行體制逐漸完善，調(diào)查方法、權(quán)數(shù)的選取、指數(shù)的編制等方面開始成熟。其次，在數(shù)據(jù)處理方面，為了保證統(tǒng)計(jì)

12、口徑的一致性，本文以1984年為基期，將貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)化。同時(shí)，將所有變量取自然對(duì)數(shù)，以消除時(shí)間序列中可能存在的異方差。再者，在研究方法上，本文不僅采用了單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法從長(zhǎng)期方面研究我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的關(guān)系，而且還運(yùn)用誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解法從動(dòng)態(tài)角度來分析三者受沖擊后的響應(yīng)。最后，本文在脈沖響應(yīng)分析時(shí)采用了廣義脈沖法，克服了Cholesky脈沖響應(yīng)法中因變量次序不同而使得結(jié)果不同的缺陷。2.貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系的定性分析2.1西方學(xué)者對(duì)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系的理論分析在西方國(guó)家，關(guān)于貨幣政策

13、主要存在兩種觀點(diǎn)：一是貨幣中性理論，二是貨幣非中性理論。新舊古典學(xué)派認(rèn)為貨幣呈現(xiàn)中性，即貨幣經(jīng)濟(jì)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量不產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。古典學(xué)派中貨幣數(shù)量論占主導(dǎo)地位，認(rèn)為貨幣數(shù)量只與物價(jià)水平有關(guān)；其它條件不變時(shí)，物價(jià)水平與貨幣供應(yīng)量成正比。而新古典學(xué)派在繼承了舊古典學(xué)派的基礎(chǔ)上，提出了市場(chǎng)出清說與理性預(yù)期假說。新古典學(xué)派認(rèn)為，人們能夠理性預(yù)期政府采取的政策措施及其后果。因此，無論政府如何干預(yù)宏觀經(jīng)濟(jì)，人們都可以根據(jù)政策調(diào)整自己的行為，達(dá)到自己的理想狀態(tài)，從而貨幣政策失效。然而，凱恩斯提出了貨幣非中性理論。凱恩斯認(rèn)為，價(jià)格和工資呈“剛性”，市場(chǎng)也不會(huì)出清，而且勞動(dòng)市場(chǎng)達(dá)到均衡時(shí)通常是處于非充分就業(yè)狀態(tài)

14、的。在其它因素不變的條件下，增加貨幣供應(yīng)量，將會(huì)促進(jìn)產(chǎn)出增加，同時(shí)價(jià)格水平也會(huì)提高，貨幣供給的變動(dòng)影響實(shí)際產(chǎn)出與就業(yè)。但是，若在充分就業(yè)狀態(tài)下，增加貨幣供應(yīng)量，產(chǎn)出并沒有改變，只是提高了物價(jià)。在凱恩斯理論中，中央銀行可以通過制定貨幣政策來影響產(chǎn)出，調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，但當(dāng)存在“流動(dòng)性陷阱”時(shí)，貨幣政策將失效。相比較新舊古典學(xué)派及凱恩斯學(xué)派，貨幣主義則秉持貨幣短期非中性，長(zhǎng)期中性的觀點(diǎn)，主要代表人物有歐文費(fèi)雪、庇古和弗里德曼。貨幣主義認(rèn)為，貨幣數(shù)量是影響價(jià)格水平的基本因素。費(fèi)雪強(qiáng)調(diào)貨幣的交易媒介作用，提出了“交易方程”：Py=MV；費(fèi)雪方程表明，價(jià)格P與貨幣供應(yīng)量M成正比。而庇古則強(qiáng)調(diào)了貨幣的貯藏手段

15、，提出了“劍橋方程”：M=kY=kPy，認(rèn)為貨幣需求取決于貨幣的流通速度和名義國(guó)名收入，與流通速度1/k成反比，與收入成正比。同時(shí)，價(jià)格水平由貨幣供應(yīng)量決定，兩者成正比關(guān)系。弗里德曼在費(fèi)雪方程及劍橋方程的基礎(chǔ)上，吸收凱恩斯的偏好理論，創(chuàng)造了新貨幣數(shù)量論。他主張，貨幣供給完全取決于貨幣當(dāng)局的決策，與影響貨幣需求的因素?zé)o關(guān)。短期內(nèi)，擴(kuò)張的貨幣政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。長(zhǎng)期來看，貨幣政策并不影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量，只影響價(jià)格水平，擴(kuò)張的貨幣政策導(dǎo)致價(jià)格上漲，甚至引發(fā)通貨膨脹。2.2我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系的理論分析我國(guó)金融界不同學(xué)者對(duì)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系也持有不同的觀點(diǎn)，主要有推動(dòng)論、抑制論和

16、中性觀點(diǎn)。推動(dòng)論是指貨幣供給的增加促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；抑制論則恰恰相反，認(rèn)為擴(kuò)張的貨幣政策阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；而中性觀點(diǎn)則將貨幣看作一種手段，對(duì)經(jīng)濟(jì)不產(chǎn)生影響。一般而言，關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的關(guān)系，我國(guó)理論界普遍認(rèn)為，擴(kuò)張的貨幣政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。中央銀行采取適度寬松的貨幣政策，使得貨幣市場(chǎng)中流動(dòng)的貨幣量增加。一方面，刺激了投資消費(fèi)，社會(huì)總需求增加，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加就業(yè)。另一方面，貨幣供應(yīng)量的過度增加，導(dǎo)致貨幣市場(chǎng)供過于求，以致于引發(fā)通貨膨脹，物價(jià)持續(xù)上漲。物價(jià)的持續(xù)上漲，又抑制了國(guó)民的投資和消費(fèi)，進(jìn)而阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，使得貨幣擴(kuò)張政策的有效性減弱。貨幣供給的內(nèi)生性讓決策者陷入了

17、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與物價(jià)穩(wěn)定的兩難困境。因此，目前我國(guó)政府主要采取適度的貨幣政策在保證充分就業(yè)和物價(jià)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上逐步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。3.貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平關(guān)系的實(shí)證分析3.1變量選取與數(shù)據(jù)處理本文采用廣義貨幣供應(yīng)量（）作為貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（）作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)；居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（）作為物價(jià)水平的衡量指標(biāo)。由于在1984 年之前，我國(guó)實(shí)行“大一統(tǒng)”銀行體制，經(jīng)濟(jì)開放程度低，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)占主體地位，不利于貨幣供給對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響的分析。因此，本文選取19842009年的年度數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究樣本。數(shù)據(jù)來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)人民銀行網(wǎng)。所有數(shù)據(jù)見附錄。在數(shù)據(jù)處理方面，為統(tǒng)一研究口徑，本文

18、將廣義貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以1984年為基期進(jìn)行指數(shù)化，同時(shí)將指數(shù)也轉(zhuǎn)化為以1984年為基期的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。其次，將各變量指標(biāo)取自然對(duì)數(shù)，以消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象。3.2協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整是指多個(gè)非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。雖然一些經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列非平穩(wěn)，但是它們之間卻往往存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整過程的數(shù)學(xué)描述為：設(shè)有k個(gè)序列，（k2）,用 表示k維向量序列。如果：（1）每個(gè)序列，均是d階單整序列，則，j=1,2，k；（2）存在非零向量，使得，0bd。則稱向量序列的分量間存在（d，b）階協(xié)整關(guān)系，記為，向量成為協(xié)整向量。特別地，若，且存在非零常數(shù)、，使得，則稱和

19、是協(xié)整的。3.2.1序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)為消除時(shí)間序列潛在的異方差現(xiàn)象，本文對(duì)、三個(gè)指數(shù)序列分別取自然對(duì)數(shù)，即、。其一階差分分別用、表示，代表貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和物價(jià)上漲率。原序列的二階差分代表各增長(zhǎng)率的變化，分別用、表示。經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)現(xiàn)，有時(shí)經(jīng)濟(jì)變量之間不存在相關(guān)性，但回歸結(jié)果卻得出它們之間存在有意義關(guān)系的結(jié)論，這就是“偽回歸”現(xiàn)象。這主要是由于時(shí)間序列變量的非平穩(wěn)性引起的，因此，本文有必要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法主要有ADF檢驗(yàn)、DFGLS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)和NP檢驗(yàn)，本文采用ADF方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，它也是目前最流行、最有效的方法。ADF檢驗(yàn)

20、主要有以下三種回歸模型： （3.1） （3.2） （3.3）回歸式（3.1）不含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，（3.2）只包含常數(shù)項(xiàng)，（3.3）包含了常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。其中為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從獨(dú)立同分布的白噪聲過程。上述模型檢驗(yàn)的原假設(shè)為的t統(tǒng)計(jì)量的極限分布。若接受原假設(shè)，則存在一個(gè)單位根，序列非平穩(wěn)。否則，序列平穩(wěn)。首先，觀察、和的趨勢(shì)圖。 圖3.1 變量、和的趨勢(shì)圖從圖中可看出，、和均有明顯的上升趨勢(shì)且有截距，不具有平穩(wěn)性。于是，對(duì)其進(jìn)行差分，并通過ADF檢驗(yàn)分析各變量的單整階數(shù)。在給定的顯著性水平下，得到相應(yīng)臨界值。如果拒絕原假設(shè)，則序列平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：表3.1 各序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量自回歸階數(shù)

21、ADF值1%臨界值5%臨界值p值=5%結(jié)論1-2.43901-4.39431-3.612200.3522非平穩(wěn)2-2.43038-4.41635-3.622030.3558非平穩(wěn)1-1.63403-3.75295-2.998060.4499非平穩(wěn)2-2.02665-3.76960-3.004860.2741非平穩(wěn)1-2.27315-2.67429-1.957200.0253平穩(wěn)2-2.28483-2.67974-1.958090.0248平穩(wěn)1-2.17414-4.39431-3.612200.4816非平穩(wěn)2-1.90811-4.41635-3.622030.6178非平穩(wěn)1-2.65037

22、-3.75295-2.998060.0979非平穩(wěn)2-2.01335-3.76960-3.004860.2793非平穩(wěn)1-3.88073-2.67429-1.957200.0005平穩(wěn)2-2.12947-2.67974-1.958090.0348平穩(wěn)1-1.88311-4.39431-3.612200.6318非平穩(wěn)2-0.85872-4.41635-3.622030.9441非平穩(wěn)1-2.77074-3.75295-2.998060.0781非平穩(wěn)2-1.77825-3.76960-3.004860.3806非平穩(wěn)1-4.23429-2.67429-1.957200.0002平穩(wěn)2-4.07

23、522-2.67974-1.958090.0003平穩(wěn)由表3.1的結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，對(duì)數(shù)序列、和都為非平穩(wěn)序列。一階差分后，序列、和仍不平穩(wěn)；再次差分后，、和均拒絕原假設(shè)，序列平穩(wěn)。因此，序列I（2），I（2），I（2），而序列、和則均服從I（1）過程。3.2.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)通過單位根檢驗(yàn)得到、和均為一階單整序列,由此進(jìn)一步討論它們之間的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)施瓦茨（SC）和AIC最小準(zhǔn)則，將VAR模型的最大滯后階數(shù)確定為4，則采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，滯后期為3，檢驗(yàn)結(jié)果如表3.2所示。表3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果協(xié)整向量 個(gè)數(shù)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值P值

24、None *0.83500852.9853229.797070.0000At most 10.48385415.1462915.494710.0564At most 20.0581281.2576023.8414660.2621Johansen檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕協(xié)整向量個(gè)數(shù)r0的假設(shè)，認(rèn)為、和之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和物價(jià)增長(zhǎng)率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。根據(jù)Eviews輸出結(jié)果可得協(xié)整方程：= -0.421865-0.696204 (3.4)從（3.4）式中可看出，我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率每增加1%，物價(jià)水平上漲率就會(huì)下降0.696%，說明我國(guó)廣義貨

25、幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與物價(jià)水平上漲率之間存在反向作用關(guān)系。同樣，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)水平上漲率存在反向作用關(guān)系，但廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率對(duì)物價(jià)水平的影響占主導(dǎo)地位。為了研究我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和物價(jià)水平的影響，本文分析了、和標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，如表3.3所示：表3.3 、和協(xié)整向量1.000000.00000-0.994466(0.08107)0.000001.00000-0.707008(0.16528)由表3.3中協(xié)整向量可知，長(zhǎng)期貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率每增長(zhǎng)1%，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將下降0.707%，而物價(jià)的上漲率則下降0.994%。與此同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)所帶來的效應(yīng)只有很小一部分反映在

26、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上，最終基本都反映在物價(jià)水平上，驗(yàn)證了Friedman假說，這也決定了我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的目標(biāo)必須建立在保持物價(jià)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上。3.2.3 Granger因果檢驗(yàn)通過上文分析，可知廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、物價(jià)上漲率之間存在反向作用關(guān)系。為了更精確地確定三者之間是否存在長(zhǎng)期因果關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger因果檢驗(yàn)要求變量為平穩(wěn)序列，因此本文對(duì)、和、進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。依據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則，取滯后階數(shù)為3，結(jié)果見表3.4。表3.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量概率結(jié)論=10%不是的Grange原因9.3642

27、40.00119拒絕不是的Grange原因4.327810.02347拒絕不是的Grange原因5.402820.01111拒絕不是的Grange原因1.956840.16692接受不是的Grange原因2.804650.07827拒絕不是的Grange原因2.95040.06917拒絕如表3.3所示，不是的Grange原因的F統(tǒng)計(jì)量為9.36424，相應(yīng)概率為0.00119，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是的Grange原因，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起物價(jià)水平變動(dòng)的原因。同時(shí)，不是的Grange原因的F統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)概率小于5%的顯著性水平，原假設(shè)被拒絕，即物價(jià)水平的變動(dòng)同樣引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的

28、變動(dòng)。由此可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間存在雙向因果關(guān)系，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平顯著上漲，而物價(jià)上漲率的變動(dòng)又會(huì)反作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，如何在穩(wěn)定物價(jià)水平的基礎(chǔ)上保證我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步增長(zhǎng)成為金融界長(zhǎng)期研究的一大難題。同理，與的格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，是的Grange原因。長(zhǎng)期來看，我國(guó)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)引起物價(jià)水平的變動(dòng)。而不是的Grange原因的F 統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)概率是0.16692，甚至大于10%的顯著性水平，故接受原假設(shè)，認(rèn)為不是的Grange原因。在與的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中， F統(tǒng)計(jì)量的相應(yīng)概率均大于5%。然而，在10%的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)，說明放寬顯著性水平時(shí)，我國(guó)的與

29、之間存在雙向因果關(guān)系。貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)引起我國(guó)經(jīng)濟(jì)的變化，我國(guó)貨幣非中性，它影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際變量；但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的變化同樣又會(huì)反作用于貨幣供應(yīng)量。我國(guó)貨幣供應(yīng)量的這種內(nèi)生性會(huì)給中央銀行制定貨幣政策帶來一定的難度。3.2.4誤差修正模型通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，可知、和之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，而長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期波動(dòng)的影響又如何呢？為此，本文在協(xié)整的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型（VEC）。誤差修正模型是計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中一種具有特定形式的模型，適用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。誤差修正模型通過誤差修正機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，有效地紡織路長(zhǎng)期均衡關(guān)系的偏差在數(shù)量或規(guī)模上的擴(kuò)大，反映了短期的調(diào)

30、節(jié)行為。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，本文建立VEC模型時(shí)選取滯后階數(shù)L=3，以保持與Johansen檢驗(yàn)的一致性，得到誤差修正項(xiàng)：=+ 0.60595-1.43636 -0.201317 (3.5)從而根據(jù)Eviews模型估計(jì)結(jié)果參數(shù)可得到誤差修正模型：=-0.489167+0.666857+0.167205-0.105441 +0.782765+0.557181+0.791599-0.932268-0.989689-0.588377-0.005864 (3.6)=0.707103 Adj.=0.414206 F=2.414169=0.353753+0.155607-0.308835-0.10935

31、6+0.497990-0.037565+0.145512+0.142689-0.175840-0.113455-0.009425 (3.7)=0.855403 Adj.=0.710805 F=5.915753從（3.6）和（3.7）式中可以看出長(zhǎng)期均衡對(duì)物價(jià)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)的影響是顯著的。也就是說，物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期變動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離反應(yīng)比較靈敏。在誤差修正模型（3.6）式中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正的要求。由于誤差修正系數(shù)為-0.489167，且在統(tǒng)計(jì)上具有顯著性，因此，受和的影響，以4.89%的修正速度對(duì)下一年的的值產(chǎn)生影響。經(jīng)過短期誤差的修正過程，最終實(shí)現(xiàn)三者之

32、間的長(zhǎng)期均衡。由各變量的系數(shù)可知，受上一期和前兩期的影響較大。其中前兩期的的系數(shù)均為負(fù)，說明價(jià)格水平上升幅度增加時(shí)，誤差修正機(jī)制將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幅度的下降。也就是說，長(zhǎng)期而言，物價(jià)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面效應(yīng)。然而上一期的系數(shù)是顯著正的，說明貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正效應(yīng)，再次證明了我國(guó)貨幣的非中性。當(dāng)受到短期波動(dòng)所施加的短暫影響約束后，通過誤差修正機(jī)制，系統(tǒng)能夠較快地從非均衡狀態(tài)轉(zhuǎn)為長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。修正速度越快，達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)的時(shí)滯越短，中央銀行貨幣政策的調(diào)控效果就越有效。誤差修正模型（3.7）式中各變量的系數(shù)表明，受上一期的影響最大。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幅度的上升，誤差修正機(jī)制將導(dǎo)致價(jià)格水平上漲率的大幅上升。換而

33、言之，長(zhǎng)期來看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)水平具有正效應(yīng)。的短期波動(dòng)對(duì)施加短暫的影響約束后，系統(tǒng)在誤差修正機(jī)制的作用下，能夠較快地從非均衡狀態(tài)達(dá)到均衡狀態(tài)，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡。3.3脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析本文對(duì)VAR模型中單個(gè)參數(shù)進(jìn)行解釋時(shí)有一定的困難，此時(shí)，可以觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，從動(dòng)態(tài)角度來得出結(jié)論。3.3.1脈沖響應(yīng)函數(shù)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)。它是在擾動(dòng)項(xiàng)的基礎(chǔ)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，從而對(duì)內(nèi)生變量產(chǎn)生影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)建立在VAR模型或誤差修正模型的基礎(chǔ)上，能夠準(zhǔn)確刻畫模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。上文中本文已驗(yàn)證了、和之間存在協(xié)整關(guān)系，且與存在雙向因果關(guān)系

34、，和也互為因果，而又是的Granger原因。為了更清楚地了解、和三者之間的短期相互影響，本文采用廣義脈沖法分析它們的動(dòng)態(tài)影響，克服了Cholesky脈沖響應(yīng)法中因變量次序不同而使得結(jié)果不同的缺陷。圖3.2 對(duì)的脈沖響應(yīng)從圖3.2中可看出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的擾動(dòng)項(xiàng)在貨幣供應(yīng)擴(kuò)張幅度的沖擊下，不斷下降，在第七期達(dá)到最低點(diǎn)-0.08左右，但隨后沖擊減小，長(zhǎng)期下，沖擊趨于穩(wěn)定，可近似為0。這說明貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張幅度的一個(gè)沖擊，初期會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)，而這種對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的破壞性隨后會(huì)逐漸減小。長(zhǎng)期來看，沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響趨于穩(wěn)定。雖然仍為負(fù)面效應(yīng)，但這種效應(yīng)并不是很大，基本可以忽略。也就是說在貨幣供應(yīng)

35、量增長(zhǎng)率的沖擊下，由于短期內(nèi)貨幣擴(kuò)張效應(yīng)主要反映在價(jià)格上，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率初期會(huì)下降，但下降幅度不斷減小，最后趨于穩(wěn)定的增長(zhǎng)率。本文得出結(jié)論：長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增加，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)存在“托賓效應(yīng)”。圖3.3 對(duì)的脈沖響應(yīng)如圖3.3所示，在的沖擊下，的脈沖響應(yīng)開始為正值，不斷增大，在第二期達(dá)到最高點(diǎn)0.05，隨后很快變?yōu)樨?fù)值并不斷下降。但長(zhǎng)期內(nèi)，沖擊逐漸減小并趨于穩(wěn)定。即貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的增加導(dǎo)致價(jià)格上漲率短期內(nèi)不斷下降，而在長(zhǎng)期作用下，價(jià)格上漲速度又加快，最后趨于以穩(wěn)定的減速度上漲。雖然價(jià)格上漲的速度減小，但價(jià)格仍是在持續(xù)上漲的。換而言之，從長(zhǎng)期來看，貨幣供應(yīng)的增加加劇了我國(guó)的通貨膨

36、脹。產(chǎn)生上述現(xiàn)象主要是因?yàn)椋泿殴?yīng)量增長(zhǎng)率的突然提高導(dǎo)致物價(jià)瞬間提升到很高的水平，產(chǎn)生短期價(jià)格上漲率猛增的現(xiàn)象。然而，貨幣供應(yīng)并不是造成通貨膨脹的唯一原因，也不是直接原因，因此短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的不斷加速擴(kuò)張并不能使價(jià)格上漲率不斷增長(zhǎng)。相反，由于時(shí)滯效應(yīng)，總需求短期內(nèi)不能立刻作出相應(yīng)的擴(kuò)大反應(yīng)，致使價(jià)格上漲率較貨幣增長(zhǎng)速度而言反而不斷下降，只是形成了潛在的通脹壓力。在長(zhǎng)期的影響下，總需求逐漸擴(kuò)大，而先前貨幣供應(yīng)過度所形成的潛在通脹壓力逐漸被釋放出來，使得物價(jià)上漲速度又加快并逐漸趨于穩(wěn)定，加劇了通貨膨脹。圖3.4 對(duì)的脈沖響應(yīng)觀察圖3.4發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)對(duì)的沖擊為正值，并且不斷增大，在第七期達(dá)到最

37、高點(diǎn)，超過了0.08，之后逐漸減小。從長(zhǎng)期來看，沖擊為正值，且趨于穩(wěn)定。即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的一個(gè)沖擊導(dǎo)致物價(jià)上漲率短期內(nèi)不斷上升，隨時(shí)間的推移，上漲速度逐漸減緩，長(zhǎng)期下，物價(jià)以穩(wěn)定的加速度上漲。這說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平提高，但是由于物價(jià)的上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有阻礙作用，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)的作用相對(duì)減弱，物價(jià)上漲速度減緩，但總體而言，經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展最終致使了物價(jià)的上升。3.3.2方差分解分析脈沖響應(yīng)函數(shù)形象地描述了模型中各變量對(duì)沖擊的反應(yīng)，但并未定量地分析變量間的影響關(guān)系。因此，本文選擇方差分解對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和物價(jià)上漲率進(jìn)行方差分解，從定量方面來估算系統(tǒng)中各變量對(duì)沖擊產(chǎn)生的影響。表3.5表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的

38、波動(dòng)主要取決于自身的波動(dòng)。短期內(nèi)，對(duì)沖擊的解釋度平均達(dá)到86%，也有一定的貢獻(xiàn)率，但十分小，而的影響幾乎可以忽略；長(zhǎng)期下，自身的貢獻(xiàn)率也保持在60%左右。因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)基本上由其自身決定。而物價(jià)上漲率的波動(dòng)也與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)密切相關(guān)。從短期來看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)對(duì)沖擊的貢獻(xiàn)平均88%，長(zhǎng)期下解釋度也始終在70%以上，而其自身和沖擊解釋的程度相對(duì)很小。表3.5 與的誤差分解時(shí)間的方差分解的方差分解112.7172087.282800.000000.1645575.8571323.97832210.8532388.932840.213930.8930789.399109.70783318

39、.1128881.274650.612471.2515092.538326.21018428.1651471.435530.399336.7716189.357143.87125532.9339266.837440.2286417.0067680.913302.07994635.8016863.980720.2176121.2448577.013351.74180738.0356061.776880.1875224.0972874.233721.66900839.6036660.239350.1569825.9400172.527721.53226940.7185559.107460.1739

40、827.1470171.478601.374391041.3464358.429090.2244727.8762270.853471.270311141.4857558.258390.2558628.0523470.751831.195831241.3172258.425840.2569327.8141171.057171.128711341.0443058.714800.2408927.3934071.535111.071491440.8771358.902900.2199727.0771471.902531.020331540.9456558.854090.2002627.0643571.

41、962910.97274由上述方差分解結(jié)果，本文得到結(jié)論：無論是從短期還是長(zhǎng)期來，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和物價(jià)上漲率的波動(dòng)均主要由產(chǎn)出增長(zhǎng)率的波動(dòng)決定，與貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張關(guān)系不大。4.實(shí)證結(jié)論與政策建議4.1實(shí)證結(jié)論本文以19842009年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析了我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)水平之間的相互關(guān)系，得到以下重要結(jié)論：1我國(guó)的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、價(jià)格上漲率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。正是這種協(xié)整關(guān)系，使得長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和價(jià)格上漲率都能夠通過修正機(jī)制回歸正常水平。由協(xié)整方程中因變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的彈性系數(shù)均為負(fù)值可知，我國(guó)的物價(jià)上漲

42、率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間存在反向的作用關(guān)系；且貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的彈性絕對(duì)值為0.696204，大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的彈性絕對(duì)值，說明廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率對(duì)物價(jià)上漲率的影響占主導(dǎo)地位。通過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將下降0.707%，而物價(jià)上漲率則減少了0.994%。正如Friedman假說，我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)所帶來的效應(yīng)只有一部分反映在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上，最終基本都反映在物價(jià)水平上，這也決定了我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的目標(biāo)必須建立在保持物價(jià)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上。2我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在雙向因果關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間也存在雙向因果關(guān)系。

43、貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率相互影響，相互制約。我國(guó)貨幣供給的這種內(nèi)生性使得宏觀調(diào)控效果減弱，給中央銀行制定貨幣政策帶來了巨大的挑戰(zhàn)。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致物價(jià)顯著上漲，而物價(jià)上漲率的變動(dòng)又會(huì)反作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，阻礙我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，尋找經(jīng)濟(jì)與物價(jià)的均衡點(diǎn)，使得我國(guó)經(jīng)濟(jì)在低通脹的基礎(chǔ)上穩(wěn)步增長(zhǎng)已成為政府部門和金融界長(zhǎng)期研究的難題。3我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期變動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離反應(yīng)較靈敏，長(zhǎng)期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)主要受其自身的影響。從短期來看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變化的誤差修正模型中，修正項(xiàng)系數(shù)為-0.489167，符合反向修正機(jī)制。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化受到貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和物價(jià)上漲率變動(dòng)的沖擊時(shí)，將以

44、4.89%的速度對(duì)下一年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化幅度產(chǎn)生影響，最終達(dá)到均衡狀態(tài)。而上一期的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變化的彈性為0.666857，說明貨幣供應(yīng)量促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)存在“托賓效應(yīng)”，貨幣供給非中性。從長(zhǎng)期來看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率自身對(duì)沖擊的解釋度平均達(dá)到60%左右，而貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的影響很小，并不十分顯著。因此，長(zhǎng)期來看，我國(guó)貨幣供給呈中性。4我國(guó)物價(jià)上漲率的波動(dòng)，無論是短期還是長(zhǎng)期，均主要取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的大幅提高使得物價(jià)猛增，但由于通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效用減弱，從而物價(jià)上漲速度減緩。因此，我國(guó)政府必須權(quán)衡各方面因素，制定有效的貨幣政策，以實(shí)現(xiàn)

45、“價(jià)格穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)持續(xù)、均衡增長(zhǎng)”的目標(biāo)。4.2政策建議鑒于計(jì)量實(shí)證分析，本文就完善我國(guó)貨幣政策及其傳導(dǎo)機(jī)制的有關(guān)渠道提出一些政策建議。1適時(shí)調(diào)整貨幣政策，保證其實(shí)施的有效性。從短期來看，我國(guó)貨幣供給非中性，采取宏觀調(diào)控貨幣政策是合適、有效的。但是，長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)貨幣政策呈中性，倘若仍然試圖通過貨幣擴(kuò)張政策來實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)將十分困難。貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段主要為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供穩(wěn)定的物價(jià)水平。2加強(qiáng)對(duì)幣供應(yīng)量的控制，逐步加息，抑制通貨膨脹。目前，我國(guó)政府實(shí)施了適度寬松的貨幣政策以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而，近兩年，眾多房地產(chǎn)投資者通過銀行貸款購(gòu)買多套住房賺取差價(jià)，嚴(yán)重影響了我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，

46、甚至威脅到我國(guó)經(jīng)濟(jì)的總體發(fā)展。于是，中央銀行采取提高利率的措施以減少貨幣供應(yīng)量，雖然一定程度上抑制了炒房者的投機(jī)動(dòng)機(jī)，但相比較經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，加息幅度仍然較小，過量的貨幣供給導(dǎo)致物價(jià)持續(xù)上升。為此，我國(guó)中央政府仍需逐步加息，加大投資者的投資成本，避免惡性通貨膨脹。3注重穩(wěn)定物價(jià)水平，保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是在充分就業(yè)、物價(jià)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)的。我國(guó)需在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)控制物價(jià)水平，以免發(fā)生惡性通貨膨脹。通貨膨脹可能是由貨幣現(xiàn)象、需求拉動(dòng)、成本推動(dòng)、結(jié)構(gòu)性問題等諸多因素引起的。其中，貨幣現(xiàn)象是最基本的因素。擴(kuò)張的貨幣政策促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但貨幣供應(yīng)量的過度增加，刺激了通貨膨脹。物價(jià)的持續(xù)上漲甚至導(dǎo)

47、致國(guó)民對(duì)政府宏觀調(diào)控的質(zhì)疑，引發(fā)群眾的恐慌與社會(huì)的爭(zhēng)論。因此，政府必須全面分析，清楚了解通貨膨脹的主要原因，權(quán)衡各經(jīng)濟(jì)變量利益關(guān)系，采取相應(yīng)的有效措施來抑制通脹，逐步實(shí)現(xiàn)“低通脹，穩(wěn)增長(zhǎng)”的目標(biāo)。4完善貨幣傳導(dǎo)機(jī)制，加強(qiáng)貨幣市場(chǎng)基礎(chǔ)建設(shè)。我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)渠道有了一定的進(jìn)步，但由于宏觀調(diào)控建設(shè)尚不完善，貨幣政策的實(shí)施效果并不十分理想。政府必須提高利率市場(chǎng)化程度，將利率引入貨幣政策的操作目標(biāo)，并且加強(qiáng)貨幣市場(chǎng)的基礎(chǔ)建設(shè)，吸引更多的企業(yè)參與其中，使得產(chǎn)品市場(chǎng)、貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)有機(jī)結(jié)合起來。完善貨幣傳導(dǎo)機(jī)制，可以有效地促進(jìn)中央銀行靈活地進(jìn)行公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)操作實(shí)施宏觀調(diào)控。5加強(qiáng)貨幣政策與財(cái)政政策的有

48、效配合。通貨膨脹時(shí)采取緊縮的貨幣政策效果比較顯著，然而，經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)，擴(kuò)張的貨幣政策效果并不明顯。此時(shí)，需要通過財(cái)政政策來彌補(bǔ)貨幣政策的缺陷，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)，貨幣政策外部時(shí)滯的局限性也需要財(cái)政政策的積極配合，才能充分發(fā)揮作用。因此，合理、有效地搭配使用貨幣政策與財(cái)政政策，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用。參考文獻(xiàn)1趙彥云金融統(tǒng)計(jì)分析M北京：中國(guó)金融濟(jì)出版社，2000，45-572諶帥我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平的關(guān)系研究D河北：河北大學(xué)，20103顧建平，陳瑛宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)M第二版北京：中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2007，83-1534黃先開，鄧述慧貨幣政策中性與非對(duì)稱性的實(shí)證研究N管理科學(xué)學(xué)報(bào)，20

49、00.6. 5曾令華“貨幣短期非中性”的政策意義與實(shí)證分析J金融研究，2000，期號(hào)（9）：13-216劉斌貨幣政策沖擊的識(shí)別及我國(guó)貨幣政策有效性的實(shí)證分析J金融研究，2001，期號(hào)（7）：1-97陸軍，舒元長(zhǎng)期貨幣中性:理論及其中國(guó)的實(shí)證J金融研究，2002，期號(hào)（6）：32-40 8劉金全，劉志強(qiáng)中國(guó)貨幣政策非中性N吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2002.4.9楊建明我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出、物價(jià)預(yù)測(cè)能力的實(shí)證研究J南開經(jīng)濟(jì)研究，2003，期號(hào)（1）：8-1310戴建軍我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論和實(shí)證研究D湖南：湖南大學(xué)，200811刁碩文談我國(guó)通貨膨脹與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系以GDP和M2為例 J經(jīng)

50、濟(jì)廣角，2008，期號(hào)（1）：55-5612黃光鋒我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平的關(guān)系研究D云南：云南財(cái)經(jīng)大學(xué)，200813高鴻業(yè)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)M第四版北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2007，572-60414蒲艷萍，張翼我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)上漲關(guān)系的研究基于誤差修正模型黨的實(shí)證分析J廣西金融研究，2007，期號(hào)（6）：25-2815吳騰華貨幣銀行學(xué)M上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2008，235-26316賈俊平，何曉群，金勇進(jìn)統(tǒng)計(jì)學(xué)M第三版北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2007，386-44217劉霖，靳云匯貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基于協(xié)整的實(shí)證分析J統(tǒng)計(jì)研究，2005，期號(hào)（3）：1

51、4-1918馬薇協(xié)整理論與應(yīng)用M天津京：南開大學(xué)出版社，2004，74-13519龐皓計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)M北京：科學(xué)出版社，2007，205-28420王振龍時(shí)間序列分析M北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2000，143-18021張曉峒計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews使用指南M天津：南開大學(xué)出版社，2003，117-19222王凱，龐震貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹不確定性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兼論弗里德曼假說在中國(guó)的適用性N山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008.7.23高鴻我國(guó)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系探討J華北金融，2009，期號(hào)（2）：13-1524高鐵梅計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模EViews應(yīng)用及實(shí)例M第二版北京：清華大學(xué)出版社，2009，249

52、-301附：年份GDPCPI（%）M2原數(shù)據(jù)指數(shù)取對(duì)數(shù)原數(shù)據(jù)指數(shù)取對(duì)數(shù)原數(shù)據(jù)指數(shù)取對(duì)數(shù)19847243.7517 100.0000 4.6052 127.5000 100.0000 4.6052 4440.0000 100.0000 4.6052 19859040.7366 124.8074 4.8268 131.1000 102.8235 4.6330 5198.0000 117.0721 4.7628 198610274.3792 141.8378 4.9547 139.5000 109.4118 4.6951 6720.0000 151.3514 5.0196 198712050.615

53、1 166.3588 5.1141 149.7000 117.4118 4.7657 8330.0000 187.6126 5.2344 198815036.8230 207.5834 5.3355 177.9000 139.5294 4.9383 10099.0000 227.4550 5.4270 198917000.9191 234.6977 5.4583 209.9000 164.6275 5.1037 11949.0000 269.1216 5.5952 199018718.3224 258.4065 5.5545 216.4000 169.7255 5.1342 15293.400

54、0 344.4459 5.8419 199121826.1994 301.3107 5.7081 223.8000 175.5294 5.1678 19349.9000 435.8086 6.0772 199226937.2765 371.8691 5.9185 238.1000 186.7451 5.2297 25402.2000 572.1216 6.3494 199335260.0247 486.7647 6.1878 273.1000 214.1961 5.3669 34879.8000 785.5811 6.6664 199448108.4564 664.1373 6.4985 33

55、9.0000 265.8824 5.5831 46923.5000 1056.8356 6.9630 199559810.5292 825.6844 6.7162 396.9000 311.2941 5.7407 60750.5000 1368.2545 7.2213 199670142.4917 968.3172 6.8756 429.9000 337.1765 5.8206 76094.9000 1713.8491 7.4465 199778060.8350 1077.6299 6.9825 441.9000 346.5882 5.8481 90995.3000 2049.4437 7.6253 199883024.2798 1146.1503 7.0442 438.4000 343.8431 5.8402 104498.5000 2353.5698 7.7637 199988479.1548 1221.4548 7.1078 432.2000 338.9804 5.8259 119897.9000 2700.4032 7.9012 200098000.4543 1352.8964 7.2100 434.0000 340.3922 5.8301 134610.3000 3031