维普资讯 http://www.cqvip.com ２００７年２月 经济与管理 Ｆｅｂ．．２００７ 第２ｌ卷第２期 Ｅｃｏｎｏｍｙ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｖｏ１．２ｌ Ｎｏ．２ ●财经视点 中国货币供应、通货膨胀及经济增长关系实证研究 蝴已远 （华中科技大学经济学院，河北武汉４３００７４） ［摘要】采用协整与方差分解的方法时中国货币供应、通货膨胀与经济增长的关系进行实证研究发现，通货膨胀与 经济增长在短期和长期中作用关系相反，但都具有回归自然水平趋势，货币供应对通货膨胀和经济增长的影响具有 滞后效应。长期内货币非中性。而通货膨胀和经济增长并不影响货币供应。一方面。应当采取措施降低货币供应增长 率：男一方面，偏紧货币政策的滞后效应可能导致经济紧缩应当采取措施降低货币供应增长率，因此应谨慎调控宏 观经济政策，以避免金融风险。 ［关键词】货币供应；通货膨胀；经济增长；协整；方差分解 【中图分类号】Ｆ８２２ 【文献标识码】Ａ 【文章编号】１００３—３８９０（２００７）０２—００４５－－０５ 一、引言 ｓｃｈｅｎ和Ｍｉｌｌｓ（１９９５）通过对美国的实证研究，也发 中国人民银行公布的金融统计数据显示，２００６ 现货币供应量的变化对产出不会产生长期的影 年７月末，Ｍ 余额３２．４万亿元，同比增长１８．４％，增幅 响。Ｗａｎｇ和Ｙｉｐ（１９９２）将货币引入生产函数，构造 比上年同期高２．１个百分点；Ｍ。余额１１．２７万亿元，同 了一个内生经济增长模型，结果表明货币在长期 比增长１５．３％，增幅比上年同期高４．３个百分点；ＭＯ 确实具有超中性。Ｐｅｃｏｒｉｎｏ（１９９５）对Ｗａｎｇ的模型略 余额为２．３８万亿元，同比增长１２．２％，增幅比上年同 作扩张，将实物资本引入人力资本的生产函数，结 期高３．１个百分点。与此同时，国家统计局发布的经 果发现货币超中性不再成立，相反，在长期内货币 济运行数据显示，当前中国经济加快增长。２００６年 增长率的提高将会降低经济增长率。Ｃｈａｎｇ（２００２） 上半年全国经济增长率为１０．９％，比上年同期加快 通过另一种方式扩展Ｗａｎｇ的模型，他将实际货币 ０．９个百分点，Ｉ：Ｌ２００６年１季度加快Ｏ．６个百分点，特 余额引入人力资本的生产函数，结果指出，如果货 别是２００６年２季度的经济增长率达到１ １．３％。由此可 币能够提高人力资本积累的效率，那么货币超中 见，货币供应量与国内生产总值同时加速增长。那 性也不再成立，相反，长期经济增长率将与通货膨 么，两者之间是否存在内在关联？对目前宏观形式 胀率负相关。 该如何调控？ 从中国的实践看，黄先开、邓述慧（２０００）以 许多学者直接对两者或者引入其他变量建立 １９８０—１９９７年的数据为基础，采用两段ＯＬＳ方法分析 模型进行分析。Ｆｒｉｅｄｍａｎ和Ｓｃｈｗａａｚ（１９６３）以及托宾 预期的货币供应增长对产出的效应，结论是货币非 Ｔｏｂｉｎ（１９７０）通过实证研究均发现，货币供应量的 中性【ｌ１。刘斌（２ＯＯ１）采用向量自回归的方法研究了 变化对短期产出的波动会产生影响，Ｓｔｏｃｋ和Ｗａｔｓｏｎ 货币政策对实际消费和投资的影响，发现有短期影 （１９８９）及Ｃｏｖｅｒ（１９９２）的研究也得出了类似的结论。 响，但无长期影响【２】。周锦林（２ｏｏ２）以１９９４—２００１年 但是，ＭｃＣａｎｄｌｅｓｓ和Ｗｅｂｅｒ（１９９５）在对１１０个国家近 的数据为基础进行分析，检验是否存在由货币供应 ３０年的产出增长率、平均通胀率和货币供应量增长 到经济增长的因果关系，他们认为虽然短期内存在 率之间的关系进行实证研究后发现，产出增长率和 ａＭ：到经济增长的因果关系，但在长期内货币供应 货币供应量增长率在长期没有相关性。同样，Ｂｏ 是中性的翻。陆军、舒元（２ｏｏ２）以１９７８—２００２年的数 ［收稿日期】２００６—１０－２７ ［作者简介】姚远（１９７５一），男，湖北黄冈人，华中科技大学经济学院博士研究生，研究方向为金融风险研究。 ２００７１２翁 ４５ 维普资讯 http://www.cqvip.com 经济与管理（月刊） ２００７年第２期 据为基础进行分析，发现存在由实际产出到货币供 应的单向因果关系，他们进一步的分析认为，在长 期内货币是中性的问。刘金全、刘志强（２００２）以 １９９２￣２０００年的数据为基础进行因果分析，他们发 数据。最后对其进行对数化处理。笔者在变量前加 Ｉ 代表变量的自然对数形式，变量前加Ｄ代表变量 的差分形式。 （二）单位根检验 现，当采用传统的双变量因果关系检验法时，结果 为存在由经济增长到货币供应增长的单向因果关 系，但是，若采用向量自回归方法同时分析由货币 进行时间序列回归分析时，必须事先进行单位 根检验。如果两个时间序列都服从单位根过程，即 使它们之问不存在任何相关性，当样本容量增大 时，以一个时间序列对另一个时间序列回归也总能 供应、实际产出和价格水平构成的更大模型时，发 现任两个变量之问都存在双向的因果关系同。 由此可见，不同的研究报告得到的结果并不一 致。之所以出现这种现象，主要原因有两个：（１）选 择变量与模型不一致；（２）数据样本期不一致。 Ｄａｎ＇ａｔ和Ｄｉｃｋｅｎｓ（１９９９）的研究表明：由于货币与经 济之间的关系相当复杂，多变量模型较双变量模型 更合理，而对回归分析而言，观察数据越多越好。因 此，笔者利用中国１９９６年第一季度至２００６年第二季 度数据，建立货币供应、通货膨胀与经济增长构成 的多变量系统，以协整理论为依据构造向量自回归 模型，结合Ｇｒａｎｇｅｒ￣果检验和方差分解进行分析。 而且，国内许多实证研究中，以ＣＰＩ或商品零售价格 指数计算实际ＧＤＰ，这样会存在很大误差。笔者以 ＧＤＰ鲁旨减指数作为物价指数，并以此计算实际ＧＤＰ， 货币供应量以广义货币Ｍ：为依据。数据来源于 ＳＩＮＯＦＩＮ数据库和历年的《中国统计年鉴》，运用 ＥＶＩＥＷＳ５．Ｏ进行计量分析。 二、数据处理方法及实证分析 （一）数据处理方法 笔者以Ｍ２、Ｐ、ＴＹ分别代表货币供应量，ＧＤＰ缩 减指数和实际国内生产总值（实际国民收入）。计算 不变ＧＤＰ．￣减指数时，笔者采用方法如下：（１）根据 各年季度ＧＤＰ实际同比增长率和名义同比增长率 计算出各年季度ＧＤＰ同比缩减指数；（２）根据２００４ 年各季度ＧＤＰ环比缩减指数（数据来源于中国经济 信息网）和各年季度ＧＤＰ同比缩减指数，计算出各 年季度ＧＤＰ环比缩减指数；（３）以１９９６年第一季度 为基期，将１９９６年第一季ＧＤＰ缩减指数赋值为１００， 可得到各年季度ＧＤＰ不变缩减指数。对广义货币供 应量Ｍ 和实际ＧＤＰ同样以１９９６年第一季度为基期， 进行指数化处理。 为了减少数据处理过程中可能产生的误差，继 续对指数化的金融数据进行季节调整。笔者运用ｘ ： 季节调整方法，采取乘法季节调整方式，由程序自 动确定季节滤波和趋势滤波，得到经过季节调整的 ４６ 濑２００７／２ 得到显著的参数，这就是所谓伪回归问题。笔者采 用ＡＤ防法进行单位根检验，滞后项根据ＳＣ选择。 对于序列ＬＮＭ：、ＬＮＰ、ＬＮＴＹ及其差分形式，检验单 位根的具体方式和结果见表１。由表ｌ可知ＬＮＭ：、 ＬＮＰ、ＬＮＴＹ均为单位根过程，其一阶差分形式均为 稳定过程，因此，上述序列均为Ｉ（１）过程。所以可对 序列进行协整检验，看其是否有协整关系。 表１各个序列的单位根检验结果 原始检验形式ｈＤＦ ｐ佶 差分 检验形式 ＡＤＦ ｐ值 序列（ｃ，Ｔ，Ｋ） 检验值 ‘ 序列 （ｃ，Ｔ，Ｋ）检验值 一 ＬＮＰ （Ｃ，Ｔ３）１．５９２９１０ ｌ＿００００ ＤＬＮＰ（Ｃ ＩＴ＇２）一６．１２３４４７仙００ｌ・・ ＬＮＴＹ （Ｃ ）－６．０２３２１７ ０．９９６２ ＤＬＹＩ＇Ｙ （Ｃ，ｏ２）．７．３８６８５０ ｎ０００ｏ．． 注：其中检验形式（ｃ，ＴｌＫ）分别表示单住根｛奎验方程包括常数 项、时间趋势和滞后项的阶数，ｈＡ．滞后项是为了使残盖项为白噪 声，滞后项阶数根据ｓｃ选择。・＋表示在５％１著水平下拒鲍原假设。 （三）协整分析 １．滞后阶数的确定。首先建立Ｉ Ｍ 、ＬＮＰ、ＬＮＴＹ 的ＶＡＲ模型，然后确定ＶＡＲ的滞后阶数。根据ＡＩＣ和 ＳＣ进行选择，信息准则为最小值时所对应的滞后期 为最大滞后期。如果两种准则的判断不一致，则用ＬＲ 检验进行取舍。假设ＶＡＲ的滞后期为两者中较小的 滞后期，构造ＬＲ统计量，ＬＲ服从渐进的ｘ２分布，其自 由度为ｍｋ：，其中ｍ为根据ＡＩＣ和ＳＣ选择的滞后期之 差，ｋ为ＶＡＲ中内生变量个数。可算出ＬＲ统计量对应 的Ｐ值，Ｐ值过大则拒决原假设，否则接受原假设。另 外，滞后期越长，需要估计的参数也越多，模型的自由 度就越少。为了保存足够的自由度，笔者设定最长的 滞后期为６。经过计算和比较，ＶＡＲ的最长滞后期为 ５，协整检验及ＶＥＣ模型中相应的最长滞后期则为４。 ２．Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验。在对多变量时间序列模 型进行协整检验时，Ｊｏｈａｎｓｅｎ－Ｊｕｓｅｌｉｕ方法优于 Ｅｎｇｌｅ－－＇Ｇｒａｎｇｅｒ的两步法，Ｊｏｈａｎｓｅｎ－－Ｊｕｓｅｌｉｕｓ方法是 对整个系统进行最大似然估计，这种方法可以找到 所有的协整向量。因此笔者采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验 方法（检验结果见表２）。由表２可以看出，货币供应 维普资讯 http://www.cqvip.com 财经视点 量、物价、国名收入之间存在一个协整关系，即变量 之间存在长期稳定关系。 表２ ＬＮＭ！、ＬＮＰ、ＬＮＴＹ的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验 注：”表示以５％的显著性水平拒绝原假设 ３．ＶＥＣ模型估计。由于ＬＮＭ２、ＬＮＰ、ＬＮＴＹ均为Ｉ （１）过程，且存在协整关系，所以可建立ＶＥＣ模型： Ａｙｔ＝￣ｔｅｃｍｔ—ｌ＋ 甚 ＦＩＡＹ １＋８ｔ （１）． ｉ＝ｌ 其中，△ｙ１为被解释变量的差分形式向量，ｅＣｌｌｌ¨ 是误差纠正项，反映变量之间的长期均衡关系，系 数向量 反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状 态时，将其调整到均衡状态的调整速度，ｐ为滞后阶 数’ｓＩ为扰动向量。所有作为解释变量的差分项的系 数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短 期变化的影响。对ＬＮＭ 、ＬＮＰ、ＬＮＴＹ建＿ｆ＿．ＶＥＣ模型， 结果见误差修正方程（２）与表３。 ｅｃｍ＝ＬＮＭ２＿ＳＡ（一１）一０．５Ｉ＊ＬＮＬＳＡ（一１）一１３４＊ＬＮＴＹ—ＳＡ（－１）＋６．１２ （２） ［－２．０１］ ［－５７．８７］ 表３ ＶＥＣ模型估计结果 Ｅｒｒｏｒ Ｃｏｒｅｒｃｉｔｏｎ： Ｄ（ＬＮＭ，－ｓＡ）Ｄ（ＬＮＰ ＳＡ）Ｄ（ＬＮＴＹ ＳＡ） ＣｏｉｎｔＥｑｌ ０－．２９６９６４［－１．４５２１７］０．２４２２４８［２．７２９４５］０．４６３１３３［３．０２３４０］ Ｄ（ＬＮＭＬｓＡ（一１）） ｏ．２９８１２１［１．１０７９５］－０．１９ｏｏ６［６一１．６２７５４］－０．２１８８２４［一１．０８５６７］ Ｄ（ＬＮＭＬｓＡ（一２））０．２０７７１１［０．８６４９９］－０．０３３５９９［－０．３２２３８］－０．ｏ２５０２５［０－．１４ｏ１２］ Ｄ（ＬＮＭ１＿ＳＡ（一３））０．０６２９７３［０．２９２４４］－０．３ｏ５２２０１—３．２６５８４］－０．３８４６８￣２．３８４８７］ Ｄ（ＬＮＭ２＿ＳＡ（－４））－０．０２０５８２１０－．０８￣６］０．２８７３７２［２．７２３６４］０，１３４６３８［０．７３９３５］ Ｄ（ＬＮＰ ＳＡ（一１））－０、２６６５９９［－０．６５１７８］－０．ｏ８２１￣ｆ０－．６４２７２］－０．０９４０９４｛－０．３０７１０］ Ｄ（ＬＮＰ＿ＳＡ（一２））０．１５７７９１［０．４４５５４］０．４７０１５１２．９０８１９］０．５２１２６６１１．９６４８８］ Ｄ（ＬＮＰ ＳＡ（一３））－０．４５４０８１［一Ｌ０６６８３］０．７１３１５６［３．８６０５２］０．９￣１１１２．９１８４９］ ｏ（ｍＰ＿Ｓａ（一４））－０．６９２５￣－ｉ．２４２４３］－０．０７１７４４ｆｍ２９６５５］－０．０７４ｏ４５ １７７３３］ Ｄ（ＬＮＴＹ ＳＡ（一１））－０．０５３４３￣００－．１４５３３］０．６３３９７０［３．９７３１５］０．１８３３１４［０．６６５４６］ Ｄ（ＬＮＴＹ ＳＡ（一２））－０．０６３７２７［０－．２２８２９］０．５３６６２８［４．４２９４０］－０．１０５７５０｛－－０．５０５７４］ Ｄ（哪Ｙ—ＳＡ（一３））０．０７６４６２［０．３０３４９］０．２０５１８３［１＿８７６４６］－０．３７９６７６［一２．０１１８１］ Ｄ（ＬＮＴＹ＿ＳＡ（一４））０．０６０８６４［０．２７０４５］０．３７１４８２［３．８０３３３］０．１９９３１６１１．１８２３４］ Ｃ ０．０１５１０９［０．５６９７３１－０．０２８４３２［一２．４７０２９］０．４０３２９４［２．１７９４４］ Ｒ一目 ｄ ０．２９１８６１ ０．７９４８１８ ０．８３９０６４ Ａａｊ．Ｒ－ｓｑｕｍｄ ０－．２８３５０３ ０，６２８１０７ ０．７０８３０３ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ ３４５．４７１ １ ＡＩｃ－２Ｏ．０３ｌ４ｏ ｓｃ —ｌ７．９２９６ｌ 注：［ ］内为系数估计量对应的ｔ值。 对上述模型的残差分别用ＬＭ检验、不带交叉项 的Ｗｈｉｔｅ异方差检验和ＪＢ检验进行分析，结果表明： 残差序列不存在自相关和异方差，服从正态分布， 姚远 中国货币供应、通货膨胀及经济增长关系实证研究 所以模型设定基本合理。 ４．因果关系检验。Ｇｒａｎｇｅｒ￣果检验常被用来分 析经济变量之间的因果关系，但传统的因果检验存 在一定的局限性。传统的因果关系仅考虑变量的有 限滞后项的影响，实际所研究的只是变量间的短期 关系，而变量间往往存在重要的长期关系，因此在 作因果分析时，应加上代表长期关系的ｅｃｌｎ项。Ｔｏｄａ 和Ｐｈｉｌｌｉｐｓ（１９９３）认为误差修正项和协整向量参数 的联合检验是最有效的一种因果检验方法。据此， 笔者在建立向量误差模型的基础上，对模型参数的 显著性进行联合检验，以此确定经济变量之间是否 存在长期或短期的因果关系。 Ｗａｌｄ检验用来处理有关解释变量系数约束的 假设检验。在线性约束条件下，ｗ统计量可表示为： Ｗ：ｎＦ：—（Ｔ－Ｋ）（ Ｒ Ｓ Ｓ，－ＲＳＳ￣）一～ｘ：（ｎ） （３） ｎ 其￣ＲＳＳ，ｇ对样本估计值施加约束时的残差平 方和，ＲＳＳ提在没有约束条件下进行方程估计的残 差平方和，ｎ是原假设中约束条件的个数，Ｔ是样本 容量，Ｋ是无约束条件下回归式中被估参数的个数， 而统计量ｗ渐近服从Ｘ （ｎ）分布。笔者运用Ｗａｌｄ检验 来对向量误差修正模型中的系数和误差修正项进 行联合检验，检验结果见表４。 表４ Ｇｍｎｇｅｒ因果检验结果 注：原假设为各项系数为零，表示行变量不是列变量的原因。 ５．模型分析。结合表３、表４及误差修正方程 （２），可以看出： （１）关于货币供应增长率的方程。在ＤＬＮＭ：的 自回归方程中，误差修正方程ｅｃｍ及各变量滞后项 的系数均不具备统计显著性，同时通货膨胀率与经 济增长率都不是货币供应增长的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。所 以，货币供应具有外生性。 （２）关于通货膨胀率的方程。在ＤＬＮＰ的自回归 方程中，误差修正方程ｅｃｍ的系数在统计上显著，是 ２Ｏ０７／２ ４７ 维普资讯 http://www.cqvip.com 经济与管理（月刊） ２００７ 年第２ 期 通货膨胀率的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，表明各解释变量对通货 膨胀率具有长期影响。具体来看，有如下关系：第 一ＤＬＮＴＹ建立四阶滞后的ＶＡＲ模型，依，￣ＤＬＮＭ２、 ＤＩ２ｑＰ、ＤＬＮＴＹ的顺序进行Ｃｈｏｌｅｓｋｙ方差分解，其结 果如图ｌ、图２、图３所示。从图１、图２、图３中可看出： ，就货币供应的作用而言，货币供应增长是通货 膨胀率的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。其滞后三期、四期的系数在 统计上显著，但作用方向相反，表明短期内货币供 应对通货膨胀的影响不稳定。而随着货币供应量的 增长，误差修正机制将增加通货膨胀率，这说明从 长期来看，货币供应增长对通货膨胀具有正面效 应。第二，就经济增长率作用而言，经济增长率是 通货膨胀率ＧｒａｎｇｅｒＪ￣．［－］。滞后期经济增长率的 系数均为正值，且滞后一期、二期、四期的系数在 统计上显著。表明短期内，国民收人增长会导致通 货膨胀率增加，即经济增长对通货膨胀具有正面 效应。而随着国民收人增加，误差修正机制使通货 膨胀率降低，说明从长期来看，经济增长对通货膨 胀具有负面效应。第三，就通货膨胀本身而言，其 滞后二期、三期的系数显著为正，表明短期内，当 期的通货膨胀率与前期的通货膨胀率正相关，即通 货膨胀率具有持续效应。而随着物价上涨，误差修 正机制则使通货膨胀率降低，这表明从长期来看， 通货膨胀率会回归正常水平。 （３）关于经济增长率的方程。在ＤＬＴＹ的自回归 方程中，误差修正方程ｅｃｍ的系数在统计上显著，是 经济增长率的Ｇｒａｎｇｅ原因，表明各解释变量对经济 增长率具有长期影响。存在如下关系：第一，就货币 供应的作用而言，货币供应增长不是经济增长率的 Ｇｒａｎｇｅｒ原因，即短期内货币供应增长与经济增长无 关。而随着货币供应量的增长，误差修正机制将增 加经济增长率。说明从长期来看，货币供应增长对 经济增长具有正面效应。这意味着货币非中性。第 二，就经济增长率本身而言，其滞后三期系数显著 为负，表明短期内，经济增长率具有回归正常水平 的趋势。而随着国民收入增加，误差修正机制使经 济增长率降低，即长期来看，经济增长率具有回归 正常水平的趋势。第三，就通货膨胀作用而言，通货 膨胀率是经济增长率的Ｇｒａｎｇｅ原因。其滞后三期系 数显著为正，表明短期内，通货膨胀对经济增长具 有正面效应。而随着物价上涨，误差修正机制使经 济增长率降低，说明从长期来看，通货膨胀对经济 增长具有负面效应。 （四）方差分解分析 通过方差分解方法可以定量而直观的把握变 量问的影响关系。对稳定过程ＤＬＮＭ：、ＤＬＮＰ、 ４８ 嘲２Ｏｏ７／２ Ｅ重 三 至 图１ ＤＩＮ 的方差分解 Ｅ西 ｊ 臣 图２ ＤＬＮＰ￣方差分解 Ｅ亘 ｊ 三 图３ Ｄ州的方差分解 １．总体看来，各条曲线趋于水平，表明各变量 冲击对因变量变动程度的贡献大小基本固定，意味 着各变量冲击对因变量变化的影响逐渐稳定。同 时，每一变量的冲击对其自身变化的贡献度最大， 即变量的变化主要由其自身所受冲击造成。 ２．比较三个图表，货币供应增长率冲击对其自 身变化影响最大，第１期达到１００，即货币供应增长 率变化完全由其自身冲击造成，此后贡献度缓慢降 低，在ｌ Ｏ期之后趋于稳定，但贡献度仍达８６。与之对 应，通货膨胀率冲击和经济增长率冲击对货币供应 增长率变化的贡献度最小，其贡献度水平一直低于 １Ｏ，这表明通货膨胀和经济增长对货币供应增长影 响不显著，即货币供应具有外生性。 ３．通货膨胀率冲击对其自身变化的影响下降 最快，至５期时，其贡献度ｆｌ￣９９．９降至５７．５，此后趋于 平稳。货币供应增长率冲击对通货膨胀率的贡献度 维普资讯 http://www.cqvip.com 财经视点 姚远中国货币供 、通货膨胀及经济增长关系实证研究 前３期均低于５，此后加速上升，５期之后趋于平稳， ３．短期内，货币供应增长对通货膨胀的影响不 升至１９左右。经济增长率冲击对通货膨胀率的贡献 稳定，对经济增长没有显著影响，经济增长和通货 度则迅速升至２１．１，然后逐渐降低，５期之后稳定在 膨胀也不影响货币供应量。经济增长与通货膨胀之 １５左右。这表明货币供应增长在短期内不影响通货 间正相关。经济增长率具有回归正常水平的趋势， 膨胀，长期则导致通货膨胀，而且，从图３中看出，货 通货膨胀率具有持续效应。 币供应增长对通货膨胀影响的滞后期为三季度。而 ４．货币供应增长对通货膨胀和经济增长有滞 经济增长在短期和长期都导致通货膨胀。 后期约为三季度的滞后效应。 ４．经济增长率冲击对其自身变化的影响先降 根据上述结论，采用宏观政策调控经济时，应 后升，６期之后贡献度稳定在６７左右。通货膨胀率冲 当十分谨慎。一方面，目前偏快的货币供应增长率 击对经济增长率的贡献度由２５降至１４，此后趋于稳 会导致通货膨胀和经济过热，所以应当采取措施降 定。货币供应增长率冲击对经济增长率的贡献度前 低货币供应增长率；另一方面，通货膨胀率和经济 ３期均低于７，此后迅速上升，最终稳定在１ ９左右。这 增长率具有回归自然水平的趋势，偏紧货币政策的 表明通货膨胀无论在短期还是长期都影响经济增 滞后效应可能导致经济紧缩。因此，面对两难局面， 长。而货币供应增长在短期不影响经济增长，长期 自２００６年８月１９日起上调金融机构人民币存贷款基 则导致经济增长，其对经济增长有长达３季度的滞 准利率０．２７个百分点的措施，也许是个谨慎但却可 后效应。 取的办法。 总之，上述结论与ＶＥＣ模型分析结果基本一致。 三、结论 ［参考文献】 笔者以１９９６年第ｌ季度至２００６年第２季度的统 计数据为基础，采用协整与方差分解的方法对货币 ［１］黄先开。邓速慧．货币政策中性与非对称性的实证研究 供应、通货膨胀与经济增长的关系问题进行了实证 ［Ｊ］．管理科学学报。２０００，（６）． 研究，得到如下结论： ［２］刘斌．货币政策冲击的识别及我国货币政策有效性的实 １．经济增长率、货币供应增长率和通货膨胀率 证分析［Ｊ］．金融研究，２００１。（７）． 之间存在协整关系，这意味着它们之间存在着长期 ［３］周锦林．关于我国货币中性问题的实证研究［Ｊ］．经济科 学。２００２。（１２）． 均衡关系。 ［４］陆军。舒元．长期货币中性：理论及其中国的实证［Ｊ］．金融 ２．长期内，货币供应增长对通货膨胀和经济增 研究。２００２。（６）． 长具有正面效应，而经济增长和通货膨胀不影响货 ［５］刘金全，刘志强．中国货币政策非中性［Ｊ］＇吉林大学社会 币供应量。这表明中国货币供应是非中性和外生 科学学报。２００２，（４）． 的。经济增长和通货膨胀之间负相关，而且，经济增 责任编辑，校对：关华 长率和通货膨胀率都具有回归正常水平的趋势。 Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｎ ｔｈｅ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ Ｍｏｎｅｙ Ｓｕｐｐｌｙ， Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｇｒｏｗｔｈ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ＹＡＯ Ｙｕａｎ （Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ。ＨｕａＺｈｏｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｓｃｉｅｎｃｅ ａｎｄ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｗｕｈａｎ ４３００７４，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｕｔｉｌｉｚｉｎｇ ＣＯ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎｄ ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ａｐｐｒｏａｃｈ ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｏｎ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ，ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ａｎｄ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ．．Ｉｔ ｆｉｎｄｓ ｏｕｔ ｔｈａｔ ｉｌｆｎａｔｉｏｎ ｒａｔｅ ａｎｄ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｒａｔｅ ｈａｖｅ ｃｏｎｔｒａｒｙ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｉｎ ｔｈｅ ｓｈｏｒｔ ｔｅｒｍ ａｎｄ ｌｏｎｇ ｔｅｒｍ，ｂｕｔ ｔｈｅｙ ｔｒｅｎｄ ｔｏ ｒｅｇｒｅｓｓ ｔｏ ｎａｔｕｒａｌ ｌｅｖｅ１．Ｔｈｅ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｈａｓ ｌａｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｉｌｆｎａｔｉｏｎ ｒａｔｅ ａｎｄ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｒａｔｅ．Ｉｎ ａ ｌｏｎｇ ｒｕｎ，ｍｏｎｅｙ ｉｓ ｅｘｏｇｅｎｏｕｓ ｗｉｈｔｏｕｔ ｎｅｕｔｒａｌｉｔｙ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ；ｉｌｆｎａｔｉｏｎ；ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ；ＣＯ ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ；ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ， ２００７／２ ４９