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1、基于貨幣供給視角下的物價(jià)水平研究 Research on Price under the Perspective of Currency Supplies Abstract What this article studies is based on the currency supplies angle to research price level, the currency supplies and the price level whether to have the causal relation, and what’s kind of causal relation,

2、 the theorists has the big difference. This article take data of our country from 1980 to 2008 year as a foundation, by the currency supplies rate of increment and the price rate of increase and both's cross correlation chart analysis, we know the money supply M2 rate of increment basically with the

3、 price rate of increase fluctuation consistent, moreover both the difference change situation is also quite stable; Further, comes the quota using the Granger causes and effects inspection method to describe between them the relations, obtains the currency supplies and between the price level has ce

4、rtain correlational dependence, namely the currency supplies increase can cause the price rise. Otherwise is actually untenable. Describes between this both's short-term and the long-term balanced relations based on the above conclusion using the error correction model quota, and obtains its error c

5、orrection speed to achieve 89.54%. Moreover, after establishes VAR(2) model ,using the pulse response functional analysis (impulse response function, IRF) to work as this issue for a currency supplies rate of increment impact, the currency supplies rate of increment changing to the price rate of inc

6、rease change's influence will achieve stably after 5 issues . Key Words: Currency supplies; M2 rate of increment; Granger examination; ECM;IRF 摘 要 本文研究的是基于貨幣供給視角下的物價(jià)水平，貨幣供給與物價(jià)水平是否存在因果關(guān)系,存在怎樣的因果關(guān)系，理論界存在著較大的分歧。本文以我國(guó)1980~2008年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，由貨幣供給增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率兩者間的折線圖及其兩者間的交叉相關(guān)圖分析，可知貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的波動(dòng)基本一致，而且兩者之差的

7、變化情況也比較穩(wěn)定；通過協(xié)整理論，來揭示貨幣供給與物價(jià)穩(wěn)定之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；進(jìn)一步的，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)法來定量地描述它們之間的關(guān)系，得到貨幣供給與物價(jià)水平之間有著一定的正相關(guān)關(guān)系，即貨幣供給的增加能夠引起物價(jià)的上漲。反之卻不成立?；谏鲜鼋Y(jié)論運(yùn)用誤差修正模型定量地描述這兩者之間的短期和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且得到其誤差修正速度達(dá)到89.54%。另外，建立VAR(2)模型并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析（impulse response function，IRF）當(dāng)本期給貨幣供給增長(zhǎng)率一個(gè)正的沖擊后，貨幣供給增長(zhǎng)率變化會(huì)在5期后對(duì)物價(jià)上漲率變化的影響達(dá)到穩(wěn)定。 關(guān)鍵詞：貨幣供給；M2增長(zhǎng)率；Gra

8、nger因果檢驗(yàn)；誤差修正模型；脈沖響應(yīng)函數(shù) 1 問題的提出 貨幣供給[1]是指在某一時(shí)點(diǎn)上提供的為社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣量，它是一國(guó)經(jīng)濟(jì)主體持有的通貨和活期存款兩部分構(gòu)成。從量上看，就是一定時(shí)點(diǎn)上經(jīng)濟(jì)生活中所擁有的貨幣存量。貨幣供給量的多少主要受到基礎(chǔ)貨幣量，貨幣乘數(shù)和存款創(chuàng)造等因素的影響，而基礎(chǔ)貨幣投放的多少、貨幣乘數(shù)地大小以及存款創(chuàng)造所形成的創(chuàng)造規(guī)模則取決于一國(guó)的中央銀行所采取的貨幣政策和該國(guó)的金融體系的組織結(jié)構(gòu)了。我國(guó)將貨幣供應(yīng)量劃分為三個(gè)層次:M0、M1和M2,本文選擇 M2 進(jìn)行分析,即廣義貨幣供應(yīng)量。 一定經(jīng)濟(jì)范圍內(nèi)所有商品整體價(jià)格的高低用物價(jià)水平來表示，它通常通過一系

9、列的綜合價(jià)格指數(shù)來反映。通常使用的有CPI、PPI、以及GDP價(jià)格平減指數(shù)等，使用較多的是CPI（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）和PPI（生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)）。CPI是Consumer Price Index的縮寫，全稱居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，是反映一定時(shí)期內(nèi)居民所購(gòu)買的生活消費(fèi)品價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格的變動(dòng)趨勢(shì)和程度的相對(duì)數(shù)。該指標(biāo)既包括城鄉(xiāng)居民日常生活需要的各類消費(fèi)品價(jià)格，也包括多種與人民生活密切相關(guān)的服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格，如水、電、交通、教育、醫(yī)療等費(fèi)用，可以全面反映多種市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)因素及其對(duì)居民實(shí)際生活的影響程度。對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策而言,它是判斷經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和制訂經(jīng)濟(jì)政策的重要參考變量。保持價(jià)格指數(shù)穩(wěn)定已成為各國(guó)政府和中央銀行的

10、首要任務(wù)之一,也是政府和個(gè)人等經(jīng)濟(jì)微觀主體進(jìn)行決策的重要因素。PPI是Producer Price Index縮寫，全稱生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)，是衡量工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品出廠價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度的指數(shù)，是反映某一時(shí)期生產(chǎn)領(lǐng)域價(jià)格變動(dòng)情況的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，也是制定有關(guān)經(jīng)濟(jì)政策和國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的重要依據(jù)。GDP平減指數(shù)(GDP deflator)，又稱GDP縮減指數(shù)，是指沒有扣除物價(jià)變動(dòng)的GDP增長(zhǎng)率與剔除物價(jià)變動(dòng)的GDP增長(zhǎng)率之差。名義GDP的增長(zhǎng)和實(shí)際GDP的增長(zhǎng)二者之差就是GDP價(jià)格（price of GDP)的增長(zhǎng)，該價(jià)格我們時(shí)常稱為GDP價(jià)格平減指數(shù)。 貨幣供給與物價(jià)水平的關(guān)系問題早已備受關(guān)注。貨幣供給

11、，就是貨幣的投放，是加強(qiáng)一定經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域貨幣流動(dòng)性的常用和有效方式。顯然，貨幣供給量的增加會(huì)使居民和生產(chǎn)者擁有和使用的貨幣也相應(yīng)增加。物價(jià)水平，被稱為是一種貨幣現(xiàn)象，它通常用來表示商品的規(guī)模大小和商品的質(zhì)量高低。貨幣供給的規(guī)模和投放方向?qū)ξ飪r(jià)水平會(huì)產(chǎn)生一定影響，這已成為世界各國(guó)學(xué)者的共識(shí)，也已被時(shí)間所驗(yàn)證。但貨幣供給在多大程度上影響著物價(jià)水平、物價(jià)水平反過來是否也影響著貨幣的供給、以及貨幣供給的變動(dòng)在短期和長(zhǎng)期對(duì)物價(jià)水平的影響程度是否一樣等這些問題在各國(guó)學(xué)者之間存在很大的分歧，至今也沒有一個(gè)統(tǒng)一的說法。 2 文獻(xiàn)回顧 國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)貨幣供應(yīng)量和物價(jià)水平的關(guān)系進(jìn)行了大量的理論探討和實(shí)證研究。

12、 在國(guó)外，兩者的關(guān)系主要體現(xiàn)在貨幣數(shù)量理論的發(fā)展演變。最先提出這一理論的是法國(guó)重商主義者J.博丹。15世紀(jì)末～16世紀(jì)初，由于南美洲金銀大量流入歐洲，致使歐洲市場(chǎng)物價(jià)上漲，貨幣貶值（史稱“價(jià)格革命”）。博丹認(rèn)為，白銀流入是貨幣價(jià)值低落的原因，貨幣的價(jià)值、商品的價(jià)格決定于貨幣的數(shù)量。以后意大利經(jīng)濟(jì)學(xué)家B.da萬薩蒂、G.蒙塔納里、英國(guó)哲學(xué)家J.洛克、法國(guó)哲學(xué)家C.-L.de孟德斯鳩,以及后來英國(guó)哲學(xué)家D.休謨、經(jīng)濟(jì)學(xué)家D.李嘉圖、哲學(xué)家J.S.密爾等都闡述過類似見解。近代西方貨幣數(shù)量論除了注重對(duì)貨幣流通量與商品價(jià)格及貨幣價(jià)值關(guān)系的質(zhì)的認(rèn)定外，還注重對(duì)它們關(guān)系的量的分析。其主要代表人物有：美國(guó)I.

13、費(fèi)希爾、英國(guó)A.馬歇爾、A.C.庇古和J.M.凱恩斯。費(fèi)希爾于1911年，在其代表作《貨幣購(gòu)買力：其決定因素及其與信貸、利息和危機(jī)的關(guān)系》中提出現(xiàn)金交易方程式。指出，在商品交易中，買者支出的貨幣總額總是等于賣者收入的貨幣總額，如以M代表貨幣供應(yīng)量，以V代表貨幣流通速度，以P代表物價(jià)水平,以T代表社會(huì)交易量，則方程為：MV＝PT ,費(fèi)希爾認(rèn)為T、V是比較穩(wěn)定的,是個(gè)常量；M、P是不穩(wěn)定的,是個(gè)變量。因此，他指出,在貨幣的流通速度與商品交易量不變的條件下，物價(jià)水平隨流通貨幣量的變動(dòng)成正比例變動(dòng)。馬歇爾把貨幣量與物價(jià)、幣值關(guān)系的研究引導(dǎo)到貨幣需求上來，這是在費(fèi)希爾貨幣數(shù)量論基礎(chǔ)上的一個(gè)進(jìn)步。1917

14、年他的學(xué)生庇古在英國(guó)《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》上發(fā)表《貨幣的價(jià)值》一文，提出了現(xiàn)金余額方程式，即劍橋方程式：M=kPy式中M為人們持有的貨幣量,k為貨幣量與國(guó)民收入或國(guó)民生產(chǎn)總值之比，P為最終產(chǎn)品和勞務(wù)價(jià)格的指數(shù)，y為按固定價(jià)格計(jì)算的國(guó)民收入或國(guó)民生產(chǎn)總值。庇古提出物價(jià)水平?jīng)Q定于貨幣量,與貨幣量的多少呈反方向、同比例變動(dòng)。凱恩斯贊同現(xiàn)金余額貨幣數(shù)量論，但認(rèn)為以小麥數(shù)量去表示貨幣的價(jià)值并不能反映物價(jià)水平。另外，凱恩斯與費(fèi)希爾一樣，都主張通過金融手段去影響物價(jià)，從而緩解或者消除資本主義經(jīng)濟(jì)的周期波動(dòng)?，F(xiàn)代貨幣數(shù)量論主要代表人物是美國(guó)的M.弗里德曼。1956年，他在《貨幣數(shù)量論──重新表述》中提出的貨幣需求函數(shù)

15、。在弗里德曼看來，由于貨幣需求函數(shù)是極為穩(wěn)定的，因而物價(jià)的變動(dòng)決定于貨幣的供給。從貨幣供給的變動(dòng)去研究對(duì)物價(jià)的影響是貨幣數(shù)量論的特點(diǎn)。不僅如此,貨幣供給的變動(dòng)還影響產(chǎn)量和名義收入,但貨幣量的增長(zhǎng)對(duì)名義收入的增長(zhǎng)的影響有一個(gè)時(shí)間間隔。 國(guó)內(nèi)對(duì)兩者之間關(guān)系的研究啟動(dòng)的較晚，但相關(guān)文獻(xiàn)也是相當(dāng)豐富的。王千通過對(duì)我國(guó) 1993~1999 年的價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量的考察發(fā)現(xiàn): 我國(guó)貨幣供應(yīng)量的改變CPI 的影響并不顯著。陸瑞通過對(duì)我國(guó)1994~2005 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)得出：CPI與M0和M1 之間的相關(guān)性是很差的, 而與M2之間的相關(guān)性很強(qiáng), 而且相關(guān)性的顯著性也很強(qiáng)。姚遠(yuǎn)通過對(duì) 1996~2004

16、 年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究得出,短期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹的影響不穩(wěn)定, 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有顯著影響, 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹也不影響貨幣供應(yīng)量, 貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有滯后期約為三季度的滯后效應(yīng)。牛筱穎通過對(duì)我國(guó)1994~2004年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)分析表明貨幣供應(yīng)對(duì)物價(jià)的影響有一兩年的時(shí)滯。另外，陳曉春，阮文彪(2006)用異方差檢驗(yàn)和沖擊響應(yīng)檢驗(yàn)，得出在短期中，貨幣供應(yīng)量對(duì)國(guó)民產(chǎn)出的影響比較大，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)物價(jià)水平有長(zhǎng)期的較大影響。王少平以1978年～1994年為樣本，運(yùn)用Granger檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，驗(yàn)證了中國(guó)通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過量發(fā)行；李由等學(xué)者對(duì)于我國(guó)CP

17、I上漲提出了采取適度從緊的貨幣政策，并且從供需角度加以調(diào)節(jié)，控制價(jià)格總水平的上漲；劉永，吳先滿（2008）文章也是從貨幣供給角度出發(fā)，來論述物價(jià)上漲的原因，得到貨幣供給與物價(jià)水平之間有著一定的正相關(guān)關(guān)系。不過，該文是以M1作為貨幣供給的指標(biāo)的，而M1是現(xiàn)金和活期存款的綜合，它不能全面地反映貨幣供給量，從而會(huì)低估了它們之間的數(shù)量關(guān)系。由于研究的角度方法不同且樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。因此，不同研究的結(jié)果并不一致，甚至存在較大差異。 隨著計(jì)算機(jī)技術(shù)的不斷推進(jìn)和數(shù)學(xué)方法的不斷完善及創(chuàng)新，兩者之間關(guān)系的研究條件發(fā)生了較大的變化，為本文的撰寫提供了極其優(yōu)越的條件，使得本文能夠在前人工作

18、的基礎(chǔ)上就貨幣供給和物價(jià)之間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行較深入的研究。本文擬運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型(ECM)同時(shí)從長(zhǎng)期和短期的角度探究貨幣供給增加和物價(jià)上漲之間的關(guān)系。通過協(xié)整理論，來揭示貨幣供給與物價(jià)穩(wěn)定之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過誤差修正模型揭示兩者之間的短期波動(dòng)影響關(guān)系。 3 計(jì)量分析 3.1 研究思路與方法 本文是在貨幣供給視角下研究物價(jià)水平，擬運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型(ECM)同時(shí)從長(zhǎng)期和短期的角度探究貨幣供給增加和物價(jià)上漲之間的關(guān)系。通過協(xié)整理論，來揭示貨幣供給與物價(jià)穩(wěn)定之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過誤差修正模型揭示兩者之間的短期波動(dòng)影響關(guān)系；但協(xié)整理論主要還是從長(zhǎng)期說明貨幣供給與物價(jià)水平的

19、關(guān)系，沒有很好的表示短期兩者之間的影響。因此，通過建立VAR(2)模型利用脈沖響應(yīng)函數(shù)（impulse response function,IRF）分析當(dāng)貨幣供給增長(zhǎng)率受到一個(gè)沖擊后對(duì)物價(jià)上漲率短期的影響,同時(shí)我們也可以得出滯后一定期間兩者之間的影響程度。 3.2 變量的選取 在我國(guó)，貨幣供應(yīng)量一般劃分為三個(gè)層次：一是流通中的現(xiàn)金(M0)；二是M0加上企業(yè)單位的活期存款、農(nóng)村存款和機(jī)關(guān)部隊(duì)存款，統(tǒng)稱為M1；三是M1加上企業(yè)單位定期存款、自籌基本建設(shè)存款、個(gè)人儲(chǔ)蓄存款和其他存款，統(tǒng)稱為M2。由此可見，M2基本上包括了所有的存款和現(xiàn)金，可代表著廣義貨幣量。而目前銀行存款和現(xiàn)金是我國(guó)資金的主要來

20、源，幾乎覆蓋了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的各個(gè)領(lǐng)域，因此，從宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的角度來看，國(guó)家應(yīng)該主要調(diào)控M2。又考慮使用增長(zhǎng)率更能反映相對(duì)增加的幅度，因此本文選取M2增長(zhǎng)率來代表貨幣供給增長(zhǎng)率的指標(biāo)。 對(duì)于物價(jià)水平指標(biāo)的選取，本文考慮用GDP價(jià)格平減指數(shù)增長(zhǎng)率來表示，而不選擇CPI增長(zhǎng)率，原因是GDP價(jià)格平減指數(shù)的計(jì)算基礎(chǔ)比CPI廣泛得多，涉及全部商品和服務(wù)，除消費(fèi)外，還包括生產(chǎn)資料和資本、進(jìn)出口商品和勞務(wù)等。因此，這一指數(shù)能夠更加準(zhǔn)確地反映一般物價(jià)水平走向，同時(shí)考慮在CPI的計(jì)算過程中存在一定的累計(jì)誤差。為了方便本文用WP來表示價(jià)格增長(zhǎng)率。 3.3 數(shù)據(jù)來源 數(shù)據(jù)范圍從1980-2008年，數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)

21、計(jì)年鑒(2009)》和《中國(guó)金融年鑒(2009)》并做適當(dāng)?shù)挠?jì)算得到的。原始數(shù)據(jù)如表1所示： 表1 1980-2008年M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率WP 年份 M2增長(zhǎng)率(%) 物價(jià)上漲率(%) 年份 M2增長(zhǎng)率(%) 物價(jià)上漲率(%) 1980 26.4 3.8 1995 29.5 13.7 1981 21.2 2.3 1996 25.3 6.4 1982 15.9 -0.3 1997 19.6 1.5 1983 18.7 1.0 1998 14.8 -0.9 1984 34.8 4.9 1999 14.7 -1.3

22、1985 25.4 10.2 2000 12.3 2.1 1986 29.3 4.8 2001 17.6 2.1 1987 24.0 5.2 2002 16.9 0.6 1988 21.2 12.1 2003 19.6 2.6 1989 18.3 8.5 2004 14.5 6.9 1990 28.0 5.8 2005 18.0 3.9 1991 26.5 6.8 2006 18.3 1.5 1992 31.3 8.2 2007 16.7 4.8 1993 37.3 15.1 2008 17

23、.2 5.6 1994 34.5 20.6 根據(jù)表1的數(shù)據(jù)在Eviews3.1軟件[3]中繪制這兩者的折線圖更能反映出其變動(dòng)趨勢(shì)，如圖1所示： 圖1 M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的折線圖 從圖1可以看出，1980~2008年間貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的波動(dòng)狀況基本同步，而且兩者之差的變化情況也比較穩(wěn)定。同時(shí)做出貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的交叉相關(guān)圖，如圖2所示： 圖2 貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的交叉相關(guān)系數(shù) 由圖2可知物價(jià)上漲率WP與同期貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)以及和M2(-1)，M2(+1)即前期后期的貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率的相關(guān)

24、系數(shù)都較高，因此可以認(rèn)為貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率的波動(dòng)基本一致。 由于協(xié)整理論要求序列是平穩(wěn)的，因此，下面對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文主要運(yùn)用ADF檢驗(yàn)來判斷。 3.4 單位根檢驗(yàn) （1）ADF檢驗(yàn) 若一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時(shí)間而改變，則該序列為非平穩(wěn)序列（即序列含有某種變動(dòng)趨勢(shì)）。對(duì)于隨機(jī)過程，若，其中；為一穩(wěn)定過程，且，，這里，則稱該過程為單位根過程。 ADF檢驗(yàn)(augmented Dickey-Fuller Test)方法通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差方項(xiàng)來控制高階序列相關(guān) （1）

25、 （2） （3） 擴(kuò)展定義將檢驗(yàn) （4） 也就是說原假設(shè)為：序列存在一個(gè)單位根；備擇假設(shè)為：不存在單位根序列可能還包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。 (2)首先對(duì)貨幣供給增長(zhǎng)率M2序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，運(yùn)用Eviews3.1軟件，得到的結(jié)果如表2所示： 表2 貨幣供給增長(zhǎng)率M2序列與?M2的單位根檢驗(yàn) 序列 趨勢(shì)類型* (C,T) 統(tǒng)計(jì)量 值 不同值下的臨界值 M2 O O -0.9027 -2.6501 -1.9534 -1.6098 M2 C O -2

26、.1816 -3.6892 -2.9719 -2.6251 M2 C T -3.0551 -4.3561 -3.5950 -3.2335 ?M2 O O -6.0858 -2.6534 -1.9539 -1.6096 ?M2 C O -5.9719 -3.6999 -2.9763 -2.6274 ?M2 C T -4.1717 -4.4163 -3.6220 -3.2486 *C表示常數(shù)項(xiàng)，T表示趨勢(shì)項(xiàng)，O表示模型中不含有該項(xiàng)，以下相同。 從表2得到，原M2序列在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均大于在不同顯著性水平下的臨界值

27、，在含有常數(shù)項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量也是均大于相應(yīng)的臨界值，同理在含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均是大于在不同顯著性水平下的臨界值，從而判斷原M2序列是非平穩(wěn)的，存在一個(gè)單位根，因此需要對(duì)其進(jìn)行一階差分處理，對(duì)其進(jìn)行一階差分后，得到相應(yīng)的?M2序列，該序列在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，在含有常數(shù)項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，也在所有給定的顯著性水平情況下，其統(tǒng)計(jì)量小于相應(yīng)的臨界值，而在含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，在顯著性水平的情況下，其統(tǒng)計(jì)量小于相應(yīng)的臨界值，從而可以在顯著性水平取的情況下判斷一階差分后的?M2序列是平穩(wěn)的。用符號(hào)表示為：M2~I(1

28、)，?M2~I(0)。 (3)下面對(duì)物價(jià)上漲率WP序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示： 表3 物價(jià)上漲率WP序列與?WP的單位根檢驗(yàn) 序列 趨勢(shì)類型* (C,T) 統(tǒng)計(jì)量 值 不同值下的臨界值 WP O O -1.3483 -2.6501 -1.9534 -1.6098 WP C O -2.9668 -3.6699 -2.9763 -2.6274 WP C T -3.0179 -4.3393 -3.5875 -3.2292 ?WP O O -3.5195 -2.6649 -1.9557 -1.6088 ?

29、WP C O -3.4287 -3.7379 -2.9919 -2.6335 ?WP C T -3.3809 -4.3943 -3.6122 -3.2431 從上表得到，原WP序列在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均大于在不同顯著性水平下的臨界值，因此在給定的顯著性水平下原序列WP非平穩(wěn)；在含有常數(shù)項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，以及在含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，和在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下的結(jié)果是一樣的，從而可以在顯著性水平取的情況下判斷原WP序列是非平穩(wěn)的，存在一個(gè)單位根，因此需要對(duì)其進(jìn)行一階差分處理，對(duì)其進(jìn)行一階差分后，得到相應(yīng)的?WP序列，在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的

30、情況下，統(tǒng)計(jì)量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，在含有常數(shù)項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著性水平下的臨界值；在含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量小于10%顯著性水平下的臨界值，從而可以判斷一階差分后的?WP序列是平穩(wěn)的。用符號(hào)表示為：WP~I(1)，?WP~I(0)。 3.5 協(xié)整檢驗(yàn) 基本思路：若變量是協(xié)整的，則表明變量間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，而這種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。本文主要采用EG法來做協(xié)整檢驗(yàn)，根據(jù)前面的單位根檢驗(yàn)結(jié)果看出，M2~I(1)以及WP~I(1)，滿足做協(xié)整檢驗(yàn)的前提，于是先對(duì)這兩個(gè)變量之間做簡(jiǎn)單的回歸分析，保存其殘差序列，對(duì)殘差

31、序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示： 表4 殘差序列的單位根檢驗(yàn) 序列 趨勢(shì)類型* (C,T) 統(tǒng)計(jì)量 值 不同值下的臨界值 O O -3.8284 -2.6534 1.9539 -1.6096 C O -3.7487 -3.6999 -2.9763 -2.6274 C T -3.8204 -4.3393 -3.5875 -3.2292 從上表可看出，在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，統(tǒng)計(jì)量均小于在不同顯著性水平下的臨界值，均是拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為其殘差序列是平穩(wěn)的，即物價(jià)上漲率序列和貨幣供給增長(zhǎng)率序列之間滿足協(xié)整關(guān)系。而

32、對(duì)于含有常數(shù)項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)或都含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下可以不加以考慮，因?yàn)闅埐钚蛄惺且?為中心上下波動(dòng)的，因此可以根據(jù)在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下判斷殘差序列是平穩(wěn)的，從而認(rèn)為物價(jià)上漲率序列和貨幣供給增長(zhǎng)率序列之間滿足協(xié)整關(guān)系。 協(xié)整理論表明，兩個(gè)服從I(1)的時(shí)間序列之間的協(xié)整關(guān)系往往作為它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的證據(jù)。另外，建立誤差修正模型也可以消除非平穩(wěn)序列作回歸分析時(shí)帶來的偽回歸問題，從而使模型得到的結(jié)論更加真實(shí)，更加符合現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。 為了進(jìn)一步研究貨幣供給增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間的數(shù)量關(guān)系，再利用Eviews3.1軟件進(jìn)行回歸分析，得到回歸結(jié)果： WP = -5.8961

33、 + 0.5086M2 （5） (-2.4281) (4.8854) R2=0.4692 F=23.8672 DW=1.4626 由此可看出，t統(tǒng)計(jì)量基本都通過了檢驗(yàn)，回歸方程的系數(shù)為正(0.5086)，說明物價(jià)上漲率與貨幣增長(zhǎng)率之間有較為明顯的正相關(guān)關(guān)系。但是，可以清楚的看到當(dāng)M2=0時(shí)，物價(jià)上漲率為-5.8961%，即在貨幣供給保持上年的規(guī)模下，年物價(jià)上漲率將會(huì)呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)的速度，而且模型的擬合優(yōu)度R2=0.4692也比較小，說明擬合的效果不好。導(dǎo)致上述原因主要是因?yàn)闆]有考慮其他影響物價(jià)的因素，但本文考察的是貨幣

34、供給對(duì)物價(jià)的影響，可認(rèn)為模型可以得到了較好的解釋。 3.6 Granger因果檢驗(yàn) 對(duì)變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)前一般先檢驗(yàn)兩者的平穩(wěn)性，只有兩個(gè)平穩(wěn)的變量或協(xié)整的變量才可以進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。對(duì)于不平穩(wěn)的變量要對(duì)其進(jìn)行適當(dāng)變換，如進(jìn)行差分變換等，使其滿足平穩(wěn)性條件再進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的思路是：如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量與，在同時(shí)包含過去與信息的條件下，對(duì)的預(yù)測(cè)效果比只單獨(dú)由的過去信息對(duì)的預(yù)測(cè)效果更好，即變有助于變預(yù)測(cè)精度的改善，則認(rèn)為對(duì)存在Granger因果關(guān)系。檢驗(yàn)是否為引起變化的原因的過程如下。首先，檢驗(yàn)“不是引起變化的原因”的原假設(shè)，對(duì)下面

35、兩個(gè)模型進(jìn)行估計(jì)： 無約束模型： （6） 有約束模型： （7） 然后檢驗(yàn)“不是引起變化的原因”的原假設(shè)，交換與，做同樣的回歸估計(jì)，檢驗(yàn)的滯后項(xiàng)是不是顯著的不為零。要得到是引起變化的結(jié)論，我們必須拒絕“不是引起變化的原因”的原假設(shè)，同時(shí)接受“是引起變化的原因”的備擇假設(shè)。 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個(gè)變量

36、如果受到其他變量的影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。 由前面的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)可知，M2、WP序列是滿足協(xié)整關(guān)系的，可以對(duì)其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，但是又由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)容易受到滯后期大小的影響，從而本文選取滯后期為1期、2期和3期進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示： 表5 M2與WP的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn) 滯后期 原假設(shè) F統(tǒng)計(jì)量 相伴概率P lag=1 物價(jià)上漲不是貨幣供給增長(zhǎng)的Granger原因 0.9340 0.3431 貨幣供給的增長(zhǎng)不是物價(jià)上漲的Granger原因 7.8465 0.0097 lag=2 物價(jià)上漲不是貨

37、幣供給增長(zhǎng)的Granger原因 0.5935 0.5610 貨幣供給的增長(zhǎng)不是物價(jià)上漲的Granger原因 9.5138 0.0013 lag=3 物價(jià)上漲不是貨幣供給增長(zhǎng)的Granger原因 0.3293 0.8042 貨幣供給的增長(zhǎng)不是物價(jià)上漲的Granger原因 5.7659 0.0056 從上述結(jié)果看出，在顯著性水平的情況下，無論是滯后1階、2階還是3階，原假設(shè)貨幣供給的增長(zhǎng)不是導(dǎo)致物價(jià)上漲的原因被拒絕，物價(jià)上漲不是導(dǎo)致貨幣供給增長(zhǎng)的原因卻沒有被拒絕，說明貨幣供給的增長(zhǎng)是導(dǎo)致物價(jià)上漲的原因，而物價(jià)上漲不是導(dǎo)致貨幣供給增長(zhǎng)的原因。因此適當(dāng)?shù)呢泿殴┙o是保證物價(jià)水平

38、穩(wěn)定的重要條件，但是要使兩者保持一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，既不可盲目過多地發(fā)行貨幣，也不可大幅度地減少貨幣供給，這樣都有礙于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。 3.7 誤差修正模型 誤差修正模型是有協(xié)整關(guān)系的一階單整時(shí)間序列I(1)之間包含的、一個(gè)反映長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)影響的“誤差修正機(jī)制”的、特定形式的差分方程模型。 假定：且具有協(xié)整關(guān)系，則， 其殘差將上式兩邊同減則 ，其中， 所以此方程即為ECM。 該模型意味著，被解釋變量y的短期波動(dòng)可以由解釋變量x的短期波動(dòng)和兩個(gè)變量長(zhǎng)期均衡的偏差(誤差)兩部分來解釋。 反映序列在上一期的誤差，它是平穩(wěn)的，亦稱為均衡誤差，可以用ecm表示，當(dāng)時(shí)，使減少，

39、當(dāng)時(shí)，使增加，這反映了均衡誤差對(duì)序列變化的控制。 上述的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，包括Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)都是從定性的角度來說明貨幣供給與物價(jià)水平之間的關(guān)系，其結(jié)論是：貨幣供給的增長(zhǎng)是導(dǎo)致物價(jià)上漲的原因，而物價(jià)上漲不是導(dǎo)致貨幣供給增長(zhǎng)的原因。但貨幣供給增長(zhǎng)1%時(shí)可以使物價(jià)上漲多少，以及貨幣供給的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期波動(dòng)又會(huì)給物價(jià)水平帶來什么樣的影響，物價(jià)水平除了取決于貨幣供給之外，會(huì)不會(huì)受到自身前期值的影響，會(huì)受多大影響等本文還沒有給予定量的描述，下面通過建立誤差修正模型從定量的角度來描述貨幣供給與物價(jià)水平之間的數(shù)量關(guān)系。 通過觀察M2與WP序列的自相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)本期的WP除了受到

40、本期的M2影響外，還受到自身前一期和前兩期，即和的影響，另外還有前一期的M2影響，即M2的影響。通過對(duì)回歸參數(shù)中的赤池信息準(zhǔn)則(AIC)的判斷也得出上述的結(jié)論，具體數(shù)值如表6所示： 表6 滯后期的判斷 滯后期(a,b) R2(調(diào)整后的R2值) DW值 AIC值 (0,0) 0.4586 1.4958 5.6341 (1,0) 0.6068 1.8840 5.3885 (0,1) 0.6028 1.0700 5.3984 (1,1) 0.6371 1.3610 5.3416 (2,1) 0.7538 1.6585 5.0163 (3,1) 0

41、.7494 1.7040 5.0557 (1,2) 0.6787 1.6213 5.2824 (2,2) 0.7495 1.7336 5.0626 (3,2) 0.7440 1.7951 5.1030 (1,3) 0.6574 1.4708 5.3682 (2,3) 0.7420 1.8386 5.1110 (3,3) 0.7350 1.9091 5.1602 注：a表示物價(jià)上漲率WP的滯后期，b表示貨幣供給增長(zhǎng)率M2的滯后期。由于滯后3期以后，M2(-2)，M2(-3)，WP(-3)在回歸中已經(jīng)通不過t檢驗(yàn)，所以滯后期只取到3期。 從表

42、6可以看出在物價(jià)上漲率WP滯后2期，貨幣供給增長(zhǎng)率M2滯后1期時(shí)，AIC值最小，為5.0163。因此建立ARDL(2,1)的誤差修正模型，過程如下： 設(shè)立模型最初形式為： 經(jīng)過差分變換得到誤差修正模型為： 令，即得到ARDL(2,1)的誤差修正模型的具體方程為： 通過Eviews3.1軟件，得到其回歸系數(shù)為： 從而估算得到ARDL(2,1)的誤差修正模型的方程為： 與用Eviews3.1軟件回歸得到的方程很接近，結(jié)果為： (-5.3755) (1.8361) (-5.9159) (3.2902) R2=0.6556

43、 DW=1.6585 F=12.6907 從方程中可以看出，基本上都通過了t檢驗(yàn)，只有沒有通過，但也近似于通過了t檢驗(yàn)，只要顯著性水平取大于0.0813時(shí)就可以了。另外F檢驗(yàn)也通過了，說明該方程是顯著的，并且DW統(tǒng)計(jì)量為1.6585，在顯著性水平的情況下，，，即

44、長(zhǎng)期均衡，根據(jù)模型參數(shù)的估計(jì)量，短期貨幣供給的變化將引起物價(jià)水平的同方向變動(dòng)，而且前一期的短期物價(jià)上漲率的變化也將引起本期物價(jià)上漲率的同方向變化。如果貨幣供給增長(zhǎng)1%，將會(huì)引起物價(jià)上漲0.1771%；前一期的物價(jià)水平上漲1%，將會(huì)引起本期物價(jià)上漲0.4637%。該結(jié)果表明貨幣供給的短期變化以及前一期的物價(jià)上漲率的短期變化的確對(duì)本期的物價(jià)上漲率有顯著影響，而誤差修正項(xiàng)的系數(shù)的大小反映了對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，模型表明物價(jià)上漲率的實(shí)際值和其長(zhǎng)期的均衡值的修正速度達(dá)到89.54%，即從長(zhǎng)期來看，二者仍可以長(zhǎng)期保持穩(wěn)定的關(guān)系。 3.8 脈沖響應(yīng)函數(shù) 3.8.1建立VAR模型 （1）協(xié)整檢驗(yàn) 由于

45、變量的差分都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，但為了建立VAR模型，還需要檢驗(yàn)因變量和自變量的協(xié)整關(guān)系。本文使用的是JJ(Johansen and Juselius)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。記它們的差分項(xiàng)為?WP，?M2，對(duì)?WP，?M2進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，具體結(jié)果見圖3。 圖3 ?WP，?M2進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn) 注：*說明在5%的概率水平上拒絕原假設(shè) 圖3反映，特征根跡統(tǒng)計(jì)量都大于5%的臨界值，所以在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即一階差分?WP 和?M2存在協(xié)整關(guān)系。這樣，本文可用?WP，?M2來建立VAR模型。 由于各時(shí)間序列都通過了單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以運(yùn)用這些平穩(wěn)序列來建立一個(gè)VAR模型并得出

46、脈沖響應(yīng)函數(shù)的圖像，目的是為了分析研究貨幣供給增長(zhǎng)率比重對(duì)物價(jià)水平上漲率的短期影響和長(zhǎng)期影響及其貢獻(xiàn)度，根據(jù)以上通過檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)，利用VAR（2）模型對(duì)?WP 和?M2之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。 在建立VAR的過程中，為了確定合理的滯后項(xiàng)，必須進(jìn)行VAR模型滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)，本文運(yùn)用滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)（Lag Length Criteria）來確定合適的之后長(zhǎng)度，首先選擇盡可能大的滯后階數(shù)3，得到如下圖4的結(jié)果： 圖4 VAR模型滯后階數(shù)確定 注：*表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選的滯后階數(shù) 由圖4可知滯后項(xiàng)應(yīng)該取2，因此，我們通過Eviews6.0軟件可以得到VAR模型如下: 3.8.2脈沖響

47、應(yīng)函數(shù)分析 為了進(jìn)一步分析貨幣供給增長(zhǎng)率發(fā)生自發(fā)性擾動(dòng)時(shí)，對(duì)物價(jià)上漲率的影響，就需要在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)分析，來了解貨幣供給增長(zhǎng)率受到短暫的沖擊后對(duì)物價(jià)上漲率的反應(yīng)形態(tài)（如正向或負(fù)向等）及其大小。具體結(jié)果見下圖5，后面的圖6、7分別給出了它們的動(dòng)態(tài)軌跡。 圖5 ?M2變化對(duì)?WP變化反應(yīng)的大小 圖6 ?WP變化對(duì)自身變化的動(dòng)態(tài)反應(yīng)軌跡 圖7 ?M2變化對(duì)?WP變化的動(dòng)態(tài)反應(yīng)軌跡 從建立的VAR(2)模型得到關(guān)于物價(jià)上漲率的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。上圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年)，縱軸表示物價(jià)上漲率變化，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了物

48、價(jià)上漲率對(duì)相應(yīng)的貨幣供給增長(zhǎng)率變化沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差離帶。從圖6可看出物價(jià)上漲率變化?WP受本期的影響較大，到第二期變?yōu)?，之后對(duì)自身變化的變得穩(wěn)定。這與我們現(xiàn)實(shí)生活是一致的。從圖7中可以看出，當(dāng)本期給貨幣供給增長(zhǎng)率一個(gè)正的沖擊后，到第2期時(shí)達(dá)到最大，到第3期時(shí)影響將為0，之后到第4期時(shí)對(duì)物價(jià)上漲率的負(fù)影響達(dá)到最大，再之后對(duì)物價(jià)上漲率的影響開始幾乎穩(wěn)定，即貨幣供給增長(zhǎng)率變化會(huì)在5期后對(duì)物價(jià)上漲率變化的影響達(dá)到穩(wěn)定。從以上的分析我們知道貨幣供給增長(zhǎng)率變化不是立即對(duì)物價(jià)變化產(chǎn)生影響，而是滯后一定的時(shí)期后才對(duì)物價(jià)變化產(chǎn)生影響，滯后時(shí)期到一定長(zhǎng)度后，貨幣供給增長(zhǎng)率變化對(duì)物價(jià)變化的影響程

49、度變得微乎可微，這和我們實(shí)踐生活是相應(yīng)的。綜上所說，由于市場(chǎng)化程度，國(guó)家的貨幣政策等方面的原因，使得其他對(duì)貨幣供給的外部沖擊會(huì)通過市場(chǎng)從而帶來對(duì)物價(jià)不同程度的影響，因此，政府可以利用這種現(xiàn)象，制定正確的貨幣政策及正確應(yīng)對(duì)預(yù)防通貨膨脹的宏觀政策。 4 結(jié)論及政策建議 本文以我國(guó)1980~2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)、誤差修正模型來考察貨幣供給增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間的關(guān)系，得到以下的結(jié)論： 從長(zhǎng)期來看，我國(guó)貨幣供給量增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間存在正相關(guān)協(xié)整關(guān)系，它們之間存在顯著的相關(guān)性，貨幣供給變化所產(chǎn)生

50、的影響最終在價(jià)格水平上體現(xiàn)出來。由最簡(jiǎn)單的回歸方程可以看出，貨幣供給量增長(zhǎng)率對(duì)于物價(jià)上漲率的乘數(shù)為0.5086，由此可以看出貨幣變量長(zhǎng)期中性的特征仍然明顯。 由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以知道，貨幣供給的增長(zhǎng)是導(dǎo)致物價(jià)上漲的Granger原因，這與貨幣數(shù)量論的思想基本一致，同時(shí)貨幣供給的增長(zhǎng)不能歸因于物價(jià)的上漲。通過Granger因果檢驗(yàn)，可知雖然貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)是合理的但是其效率偏低.貨幣供蛤與產(chǎn)出和物價(jià)的相關(guān)性在下降，貨幣供給并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本原因。從我國(guó)近幾年的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中可以看出，在我國(guó)長(zhǎng)達(dá)5年的通貨緊縮期的時(shí)期內(nèi)，雖然各層次貨幣供應(yīng)量不斷上升，但是經(jīng)濟(jì)增幅并不明顯，許多商品

51、供大于求，物價(jià)趨于負(fù)指數(shù)，企業(yè)虧損面較大，有的金融機(jī)構(gòu)出現(xiàn)支付困難等情況這都說明了我國(guó)的宏觀調(diào)控貨幣政策不是很好。 誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果顯示了貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，外部因素的沖擊影響使二者之間產(chǎn)生了顯著的短期波動(dòng)，但從長(zhǎng)期來看，二者仍可以長(zhǎng)期保持穩(wěn)定關(guān)系，原因是貨幣供給量增長(zhǎng)率的誤差修正速度較大，為-0.8954。值得注意的是，上一期物價(jià)的上漲與本期的物價(jià)上漲存在著正相關(guān)性，表明某一時(shí)期的物價(jià)上漲率會(huì)影響下一期的物價(jià)上漲率。物價(jià)上漲率是比較穩(wěn)定的，一旦形成就將持續(xù)一段時(shí)期，因此貨幣這個(gè)名義因素對(duì)價(jià)格水平的影響是一個(gè)較長(zhǎng)的過程。 在建立VAR(2)模型的基礎(chǔ)上，利

52、用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出當(dāng)本期給貨幣供給增長(zhǎng)率一個(gè)正的沖擊后，到第2期時(shí)達(dá)到最大，到第3期時(shí)影響將為0，之后到第4期時(shí)對(duì)物價(jià)上漲率的負(fù)影響達(dá)到最大，再之后對(duì)物價(jià)上漲率的影響開始幾乎穩(wěn)定，即貨幣供給增長(zhǎng)率變化會(huì)在5期后對(duì)物價(jià)上漲率變化的影響達(dá)到穩(wěn)定。 從實(shí)證結(jié)果來看，我國(guó)的物價(jià)上漲仍是貨幣現(xiàn)象，貨幣政策仍然具有最終影響價(jià)格水平的能力，其仍然是價(jià)格水平調(diào)整的主要政策方式，因此在預(yù)防物價(jià)上漲率過高時(shí)采用緊縮的貨幣政策是可行的。另外，貨幣供給的增長(zhǎng)與物價(jià)的上漲之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這說明20世紀(jì)90年代以來我國(guó)金融體制改革和價(jià)格體制改革取得了成效，金融市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)都有了很大程度的發(fā)展，儲(chǔ)蓄存款以及其

53、他存款轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金的流動(dòng)性有所增強(qiáng)，使得貨幣的流動(dòng)性差別大大減小。 參考文獻(xiàn) [1] 任碧云.《貨幣資金與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)運(yùn)行研究》[M].北京:中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社.2005. [2] 高鐵梅.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模》[M].北京:清華大學(xué)出版社.2006. [3] 易丹輝.《數(shù)據(jù)分析與Eviews3.1應(yīng)用》[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社.2002.10. [4] 趙衛(wèi)亞.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程》[M].上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社.2003.8. [5] 孫敬水.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》[M].北京:清華大學(xué)出版社.2004.9. [6] 李子奈.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》[M].北京：高等教育出版社，2000

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