摘要：本文首先從理論上分析了流動性過剩的各種度量方法和影響通貨膨脹的重要變量，然后采用中國季度數據，在多變量VAR模型的基礎上，運用協(xié)整分析和ECM等方法發(fā)現(xiàn)，在長期內流動性每提高1%，會帶來通貨膨脹上漲0.79%。脈沖響應函數和方差分解表明流動性過剩和經濟過熱沖擊對我國通脹有持久的正向影響，而國外通脹沖擊對我國外溢效應甚微。

關鍵詞：流動性；通貨膨脹；VAR模型；協(xié)整

中圖分類號：F820.5

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2008（05）-0037-07

一、引 言

從2007年至今，國內的通貨膨脹引起了各方關注。我國學者對這種現(xiàn)象給出了各種解釋，不少學者認為流動性過剩是引起我國通貨膨脹的重要原因。國內外學者關于流動性過剩對價格的影響進行了大量研究。其中最著名的就是貨幣主義學派，他們認為價格持續(xù)上漲歸根結底是一種貨幣現(xiàn)象。弗里德曼認為，在短期內貨幣增加既可以引起物價上漲也可以引起產量增加，只是在長期內貨幣增加才全部反映在物價上漲上。這也意味著短期內貨幣是非中性的，長期內貨幣是中性的。Friedman 和 Meiselman認為通貨膨脹和流動性之間在短期內的這種不穩(wěn)定性是由于時滯效應造成的^［1］。Detken 和Smets用18個OECD國家的年度數據證明了研究資產價格和流動性之間的正向關系^［2］。Ruffer和Stracca認為全球的流動性過剩會產生通脹的壓力，并用Granger檢驗出大國的流動性過剩會對小國產生溢出效應^［3］。Bruggeman運用Logit模型分析流動性過剩、通脹、利率等變量之間的關系，認為并不是所有流動性過剩都會引起股票價格和實體資產價格上漲^［4］。國內學者朱慧明、張鈺根據1994～2004年間的季度數據考察了貨幣供應與通貨膨脹之間的關系，認為中國通貨膨脹與貨幣供應之間存在協(xié)整關系^［5］；程建華、黃德龍、楊曉光認為M1、M2均為CPI的Granger原因， M1和進出口還是領先于CPI變動的穩(wěn)定的先行指標^［6］；但劉金全以1982年1月—2004年3月間月度數據研究表明M0、M1與通貨膨脹之間并不存在顯著的協(xié)整關系^［7］。

現(xiàn)有文獻研究流動性與通脹關系，主要是用M2或M1與CPI進行回歸分析或者因果行檢驗。本文在討論流動性過剩與通貨膨脹關系的過程中，與現(xiàn)有文獻的區(qū)別主要體現(xiàn)在以下兩個方面：（1）本文從宏觀層面討論流動性過剩問題，即流動性過剩是指相對于經濟增長而言貨幣存量過多的現(xiàn)象，微觀層面的流動性過剩是宏觀層面的具體反映?，F(xiàn)有國內文獻研究主要集中在銀行體系的流動性過剩和金融衍生品的增長。（2）本文采用M2/GDP的季度同比作為流動性過剩的度量指標，并且建立包含經濟增長率等在內的多變量自回歸(VAR)模型，采用中國季度數據，運用協(xié)整分析、誤差修正模型(ECM)和方差分解等方法分析各個變量之間的長期穩(wěn)定關系和短期動態(tài)關系。本文分為六個部分。本文的第一部分為導言；第二部分選取模型分析的變量指標；第三部分為數據說明和單位根檢驗；第四部分進行協(xié)整分析和建立誤差修正模型；第五部分對模型進行進一步的脈沖響應分析和方差分解；第六部分是結論和評述。

二、VAR模型中的變量指標選取

（一）流動性指標的選取

“流動性”概念起先由凱恩斯從“流動性偏好”角度提出，Makower和Marschak把流動性作為衡量資產轉化為現(xiàn)金難易程度的指標^［8］。Lippman和McCall提供了流動性的量化方法，認為流動性是非貨幣資產以合理價格變現(xiàn)的最優(yōu)預期時長^［9］。資產變現(xiàn)預期需要的時間越短，資產的流動性越強，否則流動性越弱。上述流動性（包括證券市場流動性）分析都是針對資產的變現(xiàn)特性而言，是同流動性資產或資產的流動性相一致的流動性范疇。而我國乃至全球當前所討論的“流動性過?！眴栴}同上述“流動性資產”或“資產的流動性”所言的“流動性”范疇是不同的概念，有微觀和宏觀兩個層次的含義。微觀層面的流動性過剩指金融機構存貸差持續(xù)擴大（Caprio.Jr and Honohan ^［10］；王健^［11］），銀行間市場資金面寬松，利率保持低水平。孫建潮主張采用存貸差、存貸比作為銀行體系流動性過剩的指標^［12］。董積生和戴鑒雄以超額存款準備金和銀行間市場人民幣交易量兩個指標來判定商業(yè)銀行流動性過剩狀況。從1978年到現(xiàn)在，我國金融機構的存款貸款余額差距不斷擴大，2007年我國存貸差高達12萬億元；國有商業(yè)銀行的存款準備金也不斷提高，2007年第四季度為3.3萬億元，同比增長了50％^［13］。余永定認為以存貸差和貸存比指標衡量流動性過剩存在明顯缺陷，超額準備金指標也不能客觀的反映我國金融體系流動性過剩，因為法定存款準備金的提高會降低超額準備金水平，但是沒有改變金融體系的流動性狀況。流動性過剩分析局限于銀行體系，就事論事，難以觸及根本，商業(yè)銀行的流動性過剩根源于貨幣供給過多，即廣義貨幣供給超過了實體經濟的需要^［14］。這客觀上要求從宏觀經濟視角分析流動性過剩。如果把流動性用于貨幣市場的宏觀層面，流動性是指實體經濟的貨幣化程度（Borio， Kennedy and Prowse）^［15］；流動性過剩指實際貨幣存量高于均衡水平（Polleit Gerdesmeier）^［16］。歐洲中央銀行的有關專家從貨幣供給的角度提出了四種測度流動性過剩的方法。Rüffer和Stracca采用“廣義貨幣/名義GDP”作為流動性過剩的分析指標，它等于貨幣流通速度（馬歇爾k值）的倒數^［3］。我國的M2/GDP一直處于很高的水平，無論是在增長速度還是在具體時點（鐘偉，黃濤^［17］）都高于其他國家。余永定認為M2/GDP作為流動性過剩的標準不適合中國國情，因為中國以前M2/GDP的值一直很高，但是沒有引起通貨膨脹和資產泡沫，2007年以來的通脹是由于資產的流動性提高，減少了對貨幣需求^［14］。謝平、張懷清認為M2/GDP并不能表明我國的貨幣化程度高，因為沒有證據表明中國經濟貨幣化程度比美國、英國高^［18］。Bruggeman采用M2/GDP偏離其長期趨勢作為判斷宏觀流動性過剩的標準，方法是用H-P濾波技術過濾掉趨勢項，剩下的波動項為流動性過剩或流動性不足。由于反映通貨膨脹的指標CPI是價格同比，所以本文采用M2/GDP的季度同比值作為流動性指標，用K表示，一方面可以不用考慮季節(jié)調整和時間趨勢，另一方面可以反映出流動性的波動情況，這里的GDP是名義國內生產總值^［19］。

（二）通貨膨脹指標的選取

通貨膨脹是國內外經濟學家們長期以來重點研究的經濟現(xiàn)象。但是對于這個被廣泛使用的經濟學概念，至今仍然沒有一個公認的、科學而統(tǒng)一的定義?？傮w而言，國內外經濟學家們對通貨膨脹的定義和主要觀點，大體可分為“物價派”和“貨幣派”兩類。“物價派”通常用一般物價水平或物價總水平的上漲來定義通貨膨脹，承認菲利普斯曲線的穩(wěn)定存在，即貨幣不是中性的，如新古典綜合學派的代表人物薩謬爾森；“貨幣派”則認為通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象，而物價上漲只是通貨膨脹的表現(xiàn)形式，且并非完全的表現(xiàn)形式，短期內菲利普斯曲線是成立的，而長期則不成立。北京大學中國經濟研究中心宏觀組在研究通貨膨脹時，重點強調通貨膨脹中的“兩個特征、一個伴隨”，即物價水平的持續(xù)上漲和貨幣供應量的持續(xù)增加，通常還伴隨著經濟過熱（或偏熱）；反之，則定義為通貨緊縮。王少平以1978~2000年為樣本，運用Granger檢驗進行實證研究，驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過量發(fā)行^［20］。劉金全以1982~2004年期間M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關系^{［21，24］}。由此可見，不同研究的結果并不一致，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因在于樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。在實踐中，一般運用物價水平的持續(xù)上漲來反映實際的通貨膨脹。經濟學家通常把CPI超過5%看作是嚴重的通脹，CPI在3%~5%之間看作是溫和的通脹。以此標準而衡量，1985年以來我國已經經歷了三次嚴重的通脹：1985年(8.8)、1988年的(18.5)、1994年(24.1)；兩次溫和的通脹：2004年(3.9)、2007年（4.8）（詳見圖1）。本文用消費價格同比指數（CPI）作為通貨膨脹的指標。

圖1 1985－2007年中國CPI

（三）其他變量指標的選取

為了不使遺漏變量影響向量自回歸和誤差修正模型的結果，本文選取與流動性和通貨膨脹相關的變量作為VAR模型的輔助變量。

無論是從經濟學理論還是從各國經濟發(fā)展的實踐來看，通貨膨脹率與經濟增長率之間都存在著密切的關系。在宏觀經濟理論中，菲利普斯曲線用來描述失業(yè)與通貨膨脹之間的關系，奧肯定律則用來描述失業(yè)與經濟增長之間的關系。把這兩者結合起來，我們或許可以得到經濟增長與通貨膨脹之間的關系。對許多發(fā)展中國家而言，經濟發(fā)展迅速的時期，往往也是通貨膨脹較為嚴重的時期；經濟處于收縮期時，則往往是通貨緊縮時期。王智勇采用1981～2003年期間的年度數據和季度數據對我國經濟增長與通貨膨脹之間的關系進行分析，指出中國過快的經濟增長，特別是以投資為主導的經濟增長，是造成通貨膨脹的重要原因，他認為中國經濟增長速度只要連續(xù)兩年超過10%，則必然會出現(xiàn)明顯的通貨膨脹^［22］。呂勝利認為在中國轉軌時期，通貨膨脹對經濟增長有明顯的促進作用，因為中國經濟增長不僅沒有帶動通貨膨脹率的上升，而且有降低通貨膨脹的作用^［23］。為了跟通貨膨脹和流動性指標的計算方法保持一致，本文選取實際GDP的季度同比值作為經濟增長率變量指標，用R表示。

經濟全球化的今天，一個國家的流動性、通脹水平與世界的流動性和通脹水平密不可分。關于通貨膨脹國際傳導，已經有相當多的理論模型研究。從通脹傳導的結構論（北歐模型）到通脹傳導的總量論（凱恩斯主義模型）、從貨幣主義者的開放經濟貨幣均衡分析，到新古典主義貨幣先行框架下一國通脹如何影響他國居民跨期決策(Holman and Rioja) ^［25］，各學派對通貨膨脹的國際傳導途徑做了深入的理論分析。Jeong和Lee以G7成員國為樣本，在協(xié)整系統(tǒng)中對比了布雷頓森林體系時期和浮動匯率時期通脹跨國傳遞速度，并運用方差分解識別了美國是G7各國通脹的主要輸出者^［26］。Cheung和Yuen則研究的是經濟結構相似，但匯率制度不同的兩個開放經濟體（香港和新加坡）與美國通貨膨脹的傳導關系^［27］。從理論上說，通脹的國際傳導渠道主要有三條：價格傳導路徑、貨幣供應量傳導路徑，以及總供給－總需求傳導路徑。徐傳諶和劉凌波認為我國通貨膨脹壓力的直接原因是：外匯占款導致的貨幣流動性過剩和以資本市場、房地產市場為代表的資產價格大幅上漲。它們雖然不會導致通貨膨脹的即時發(fā)生，但卻是推動通貨膨脹形成的根本因素，也是推動CPI數據長期走高的根本動因^［28］。Rüffer和Stracca以美國、日本、英國、加拿大、中國等15國數據所作的流動性過剩國際外溢的經驗研究表明：流動性過剩對美國等國際貨幣體系貨幣領袖國國內經濟的負面影響要比其他發(fā)展中國家小得多^［3］。因為美國是中國的重要經濟往來國家，美國的流動性和通脹水平對我國會產生重要影響，本文選取美國消費價格指數作為世界物價對中國的影響指標，用FCPI表示。

三、數據說明和單位根檢驗

為了避免小樣本回歸產生的偏差并根據數據的可獲得性，這里采用從1994年第三季度至2007年第三季度數據，樣本數為53個。這里分別用CPI、K、R、FCPI表示消費者物價指數、流動性、經濟增長率、外國通脹水平。數據來源于WIND資訊和中國資訊行。

計量分析中為了避免宏觀經濟變量的不平穩(wěn)產生謬回歸，這里首先采用單位根檢驗來判斷數據的平穩(wěn)性；其次通過協(xié)整分析法和ECM模型研究各變量之間的長期穩(wěn)定和短期動態(tài)變化的關系；最后通過脈沖響應來比較通貨膨脹對各變量一個單位正向沖擊的反應結果，以及各變量對通貨膨脹率的沖擊效應分解，我們采用的計量軟件是Eviews 5.0。

我們采用ADF方法進行單位根檢驗，檢驗方程根據是否具有截距項或者時間趨勢分為三類：方程(1)中既無截距項又無時間趨勢，方程(2)中含有截距項但無時間趨勢，方程(3)中既有截距項又有時間趨勢。

Δyt=γyt-1+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut

t=1，2，…，T (1)

Δyt=γyt-1+α+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut

t=1，2，…，T (2)

Δyt=γyt-1+α+δ+∑p[]i=1βiΔyt-1+ut

t=1，2，…，T (3)

其中，E(ut)=0，Var(ut)=σ2，檢驗H0:γ=0，H1:γ≠0。我們根據各組數據的時序圖確定各變量數據ADF檢驗采用上述哪個檢驗方程(時序圖省略)，同時依據各變量數據單位根方程中截距項和時間趨勢的系數顯著性來判斷單位根檢驗模型設定的合理性。滯后階p的確定是基于最小信息準則（AIC和BIC）原則做出的，結果見表1。

表1 變量單位根檢驗結果 變量[]截距[]時間趨勢[]滯后階數[]ADF值[]1%臨界值[]5%臨界值[]10%臨界值lnCPI[]有[]有[]2[]-2.36[]-4.10[]-3.48[]-3.16[]lnK[]有[]有[]0[]-2.63[]-4.13[]-3.49[]-3.17[]lnR[]有[]有[]0[]-1.42[]-4.11[]-3.48[]-3.17[]lnFCPI[]無[]無[]0[]-0.45[]-2.60[]-1.94[]-1.61[]D(lnCPI)[]有[]無[]3[]-3.39**[]-3.54[]-2.91[]-2.59[]D(lnK)[]有[]無[]0[]-7.28***[]-3.55[]-2.91[]-2.59[]D(lnR)[]有[]無[]0[]-8.54***[]-3.54[]-2.91[]-2.59[]D(lnFCPI)[]有[]無[]7[]-3.96*** []-3.55[]-2.91[]-2.59[]

說明: ***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕單位根檢驗，D表示一階差分。

從表1中可以看出，各變量的時間序列在顯著性水平為10%的ADF檢驗中都存在單位根。lnCPI的一階差分在5%的顯著性水平下拒絕單位根假設，其余變量的一階差分都在1%的顯著性檢驗水平下拒絕了單位根假設，從而在5%顯著水平上，各變量都是I(1)序列。基于ADF檢驗我們就可進行協(xié)整分析。

四、協(xié)整分析和誤差修正模型

（一）協(xié)整分析

我們用Johansen最大似然法分析各個變量的協(xié)整關系。協(xié)整模型的設定和滯后期確定原則是先根據最小化AIC和SC信息的標準選取，然后進行模型檢驗，若不能通過檢驗，則重新進行設定，直到找到相對理想的模型。經過反復檢驗確定協(xié)整變量具有線性趨勢并有截距項，選擇滯后2期，結果見表2。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平拒絕“0個協(xié)整向量”的假設，即變量之間存在一個協(xié)整關系。對協(xié)整向量的正則化得到=(1，-0.79，-0.35，-0.08，1.67)，其對應的協(xié)整關系為：

lnCPI=

0.79lnK+ 0.35lnR+ 0.08lnFCPI - 1.67

(-3.19) (-3.76)

(-1.64)

(2.03)

(4)

括號中的數字表示各個系數的t統(tǒng)計量，可以看出所有系數都通過顯著性為10%的t檢驗進入協(xié)整方程。在長期關系中，通貨膨脹率與其他三個變量存在穩(wěn)定關系，即在開放經濟條件下我國的流動性每提高1%會引發(fā)中國物價水平上漲0.79%；經濟增長率每提高1%會帶來0.35%的物價水平上升；外國物價水平對我國的通脹水平影響很小，并且顯著性不強，協(xié)整檢驗顯示外國物價每增長1%僅會拉動物價水平增長0.08個百分點。從協(xié)整向量可以看出，我國的通脹主要受到國內經濟的影響，其中國內的流動性過剩是通貨膨脹的重要原因。

表2 各變量之間的協(xié)整檢驗 原假設[]特征根[]跡統(tǒng)計量[]5%臨界值[]P值0個協(xié)整向量*[] 0.305[] 33.615[] 29.797[] 0.017[]至多1個協(xié)整向量[] 0.178[] 13.572[] 15.494[] 0.095至多2個協(xié)整向量[] 0.049[] 2.773[] 3.841[] 0.096

注：加“*”表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

(二)ECM模型分析

通過對變量進行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)變量之間的長期均衡關系，但是無法得知這些變量的短期動態(tài)關系，誤差修正模型則可以解決這個問題。根據Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量具有誤差修正模型的形式，因此在協(xié)整檢驗的基礎上進一步建立誤差修正模型，研究流動性、通貨膨脹率與其他影響因素的短期動態(tài)關系，省去系數未通過顯著性為10%的t檢驗的解釋變量，ECM模型為：

ΔlnCPIt=-0.07ECMt-1+0.44ΔlnCPI t-1+

0.25ΔlnCPI t-2-0.004ΔlnK t-1-0.03ΔlnR t-2-

0.35ΔlnFCPI t-2

ECMt-1=0.79lnK+0.35lnR+ 0.08lnFCPI-1.67

誤差修正項的系數為-0.07，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態(tài)逐漸向長期的均衡狀態(tài)趨近。從式(5)來看，流動性在短期內會對通貨膨脹率產生負向的影響，但效應十分微弱，僅為0.004。滯后一期和滯后二期的通貨膨脹率對于當期通貨膨脹率具有正向作用，相關系數分別為0.44和0.25，說明中國的通貨膨脹仍然是慣性爬升的通貨膨脹。模型還顯示，有兩個變量與通貨膨脹率的短期動態(tài)變化與長期穩(wěn)定效應不一致：一個是經濟增長率，長期內全經濟增長會引發(fā)通貨膨脹的上漲，而短期內滯后二期的經濟增長會抑制通貨膨脹率的上升，不過負向效應也很微弱，僅為-0.03。另一個變量是國外通脹率，此前的協(xié)整分析已經驗證了Cheung^［27］的通貨膨脹在國際間具有傳導性，而ECM模型顯示滯后二期的國外通脹的上升卻會降低中國通貨膨脹率，短期效應系數為-0.35。ECM模型的反向修正機制會使短期的非均衡狀態(tài)逐漸向長期的均衡狀態(tài)趨近。

五、模型的進一步分析：

脈沖響應模型和方差分解

協(xié)整分析只提供變量間長期關系的信息，但是沒有為一個變量作用于另一個變量的動態(tài)特征提供更多的信息，引入脈沖響應函數有助于解決這個問題。脈沖響應函數刻畫的是在ECM擾動項上加上一個單位標準差大小的新信息沖擊( innovation)對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。我們以ECM模型為基礎，采用正交化(orthogonalised)方法和Choleski分解技術，建立CPI、K、R、FCPI的脈沖響應函數模型。圖2至圖6是基于ECM(2)模型的流動性與其他影響因素對中國通貨膨脹的脈沖響應函數曲線。

首先，流動性的沖擊效應。K的一個標準差的正向沖擊（流動性過剩）后，CPI有一個明顯逐漸上升的趨勢，表明流動性受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給物價，而且這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應（圖2）。這正如Friedman所說“通貨膨脹是而且永遠是一個貨幣現(xiàn)象”。K的一個標準差的正向沖擊（流動性過剩）后我國的經濟增長率短期內下降，但是隨著時間的推移效應逐漸消失（圖5），這可能是由于流動性過剩擾亂經濟秩序，對經濟發(fā)展造成了負面影響。

其次，經濟增長率的沖擊效應。R的一個標準差的正向沖擊（經濟過熱）后，CPI有一個持久的正向響應，這與經濟學傳統(tǒng)理論相符（圖3）。經濟過熱會帶來通貨膨脹，這也與王智勇^［22］的“中國經濟增長速度只要連續(xù)兩年超過10%，則必然會出現(xiàn)明顯的通貨膨脹”觀點一致。R的一個標準差的正向沖擊在前三期對流動性沒有明顯影響，但是從第四期開始會帶來流動性負向的沖擊，即流動性短缺(圖6)。這與我們的常識也相一致，因為經濟過熱必然會引起對貨幣需求的增加，當貨幣供給不變時就形成了流動性短缺。

第三，國外通貨膨脹的沖擊效應。FCPI的一個標準差的正向沖擊（國外發(fā)生通脹）后，會在兩期內引起國內通脹，但是對國內通脹并沒有長期影響（圖4）。FCPI的一個標準差的正向沖擊對我國經濟增長的沖擊非常小（圖7）。所以盡管我國是開放度非常高的國家，但是國外通脹對中國的外溢效應不明顯。

我們現(xiàn)在運用方差分解法，通過求解擾動項對向量自回歸模型預測均方誤差的貢獻度，了解各類因素對通貨膨脹率的沖擊作用，各個變量的方差分解結果見表3。從表3可以看出，隨著中國對外開放的不斷深入，流動性對通貨膨脹率的解釋力度逐步加大。長期而言除了通貨膨脹率自身的變動影響外，流動性和經濟增長率是影響通貨膨脹最重要的因素，分別解釋15.78%和9.17%的通貨膨脹率的波動。

六、小 結

本文運用VAR模型，通過協(xié)整分析、脈沖響應和方差分解模型分析發(fā)現(xiàn)：流動性過剩引發(fā)了中國的通貨膨脹，從長期來看，流動性過剩對通貨膨脹的推動效應為0.79，并且流動性過剩對通貨膨脹的沖擊作用存在持續(xù)遞增的正效應；流動性過剩對經濟發(fā)展沖擊在長期內逐漸消失，這與貨幣主義學派一致；經濟增長過快也會拉動物價水平的持續(xù)上升；我國通貨膨脹主要受到國內經濟狀況的影響，國外通脹對我國的傳導效應很弱?；谏鲜隼碚摲治龊徒涷灆z驗，中國應積極控制國內流動性過剩和經濟過熱，采取各種措施阻止國際收支順差，以緩解通貨膨脹的壓力。

參考文獻：

［1］ Friedman M， Meiselman D.

The relative stability of monetary velocity and the investment multiplier in the United States， 1898-1958［A］. in Commission on Money and Credit， Stabilization Policies ［M］. Englewood Cliffs， NJ: Prentice-Hall. 1963.

［2］ Detken C， Smets F. Asset price booms and monetary policy ［R］. Working Paper Series 364， European Central Bank. 2004.

［3］ Rüffer R， Stracca L. What is global excess liquidity， and does it matter? ［R］.ECB working paper， No.696， 2006.

［4］ Bruggeman A. Can excess liquidity signal an asset price boom? ［R］.NBB working paper， No.117 ， 2007.

［5］ 朱慧明，張鈺.基于ECM模型的貨幣供給量與通貨膨脹關系研究［J］.管理科學，2005（5）:51-56.

［6］ 程建華，黃德龍，楊曉光.我國物價變動的影響因素及其傳導機制的實證研究［J］.統(tǒng)計研究，2008（1）:30-34.

［7］ 劉金全，陳廣華，顧洪梅.我國通貨膨脹名義成因和實際成因的經驗分析［J］.吉林大學學報社會科學版，2004（5）:93-97.

［8］ Makower H， Marschak J. Assets， prices and monetary theory ［J］. Econometrica， 1938， 6，: 311-25.

［9］ Lippman S A， McCall J J. An operational measure of liquidity ［J］. American Economic Review， 1986， 76: 43-55.

［10］ Caprio G， Honohan P. Monetary policy instruments for developing countries ［R］. World Bank WPS 528， 1990.

［11］ 王健. 協(xié)調宏觀調控政策，減少國際收支雙順差［J］. 經濟與管理研究， 2007(7):15-21.

［12］ 孫建潮. 基于宏觀角度的商業(yè)銀行流動性過剩分析［J］. 財經科學，2006(7):1-6.

［13］ 董積生，戴鑒雄. 商業(yè)銀行流動性過剩成因考察［J］. 財經科學. 2007(1):10-16.

［14］ 余永定.理解流動性過剩［J］.國際經濟評論，2007（7）:5-7.

［15］ Borio C E V， Kennedy N S D. Exploring aggregate asset price fluctuations across countries: measurement， determinants and monetary policy implications［R］. BIS economic papers， No. 40，1994.

［16］ Polleit T， Gerdesmeier D. Measures of excess［R］. HfB Working paper series No.65， 2005.

［17］ 鐘偉， 黃濤. 從統(tǒng)計實證分析破解中國M2/GDP畸高之謎 ［J］. 統(tǒng)計研究，2002 (4):24-27.

［18］ 謝平，張懷清. 融資結構，不良資產與中國M2/GDP［J］. 經濟研究，2007(2).

［19］ Bruggeman A. Can excess liquidity signal an asset price boom? ［R］. Research series 200708-08， National Bank of Belgium.

［20］ 王少平， 迪克. 協(xié)整設定和約束檢驗及其對我國貨幣收入速率的實證［J］. 數量經濟技術經濟研究，2006(4):94-100.

［21］ 劉金全， 王風云. 資產收益率與通貨膨脹率關聯(lián)性的實證分析［J］. 財經研究，2004(1):123-128.

［22］ 王智勇. 中國的經濟增長與通貨膨脹(1981-2003) ［J］. 山東社會科學，2008(1):93-98.

［23］ 呂勝利. 中國通貨膨脹的因果關系驗證：通貨膨脹與經濟增長［J］. 開發(fā)研究，1996(4):22-24.

［24］ 劉金全， 謝衛(wèi)東. 中國經濟增長與通貨膨脹的動態(tài)相關性［J］. 世界經濟，2003(6):48-57.

［25］ Holman J A， Rioja F K. International transmission of anticipated inflation under alternative exchange-rate regimes ［J］. Journal of International Money and Finance. 2001，20(4):497-519.

［26］ Jeong Jin-Gil， Lee Young ho. International transmission of inflation under alternative exchange rate regimes empirical evidence and its implications ［J］. Global Finance Journal. 2001， 12(1): 121-137.

［27］ Cheung Yin-Wong， Jude Yuen. Effects of U.S. inflation on Hong Kong and Singapore ［J］. Journal of Comparative Economics. 2002， 30 (3): 603-619.

［28］ 孫立堅， 江彥. 關于中國“通縮出口”論的真?zhèn)涡詸z驗［J］. 經濟研究，2003(11).

［29］ 陳全功， 程蹊. 我國對外貿易影響國內通貨膨脹水平的路徑分析［J］. 國際金融研究，2004(2).

［30］ 徐傳諶， 劉凌波. 對當前價格變動與通貨膨脹壓力增加的幾點認識［J］. 財貿研究，2007(5).

［31］ Cochrance J H. Inflation determination with talor rules: a critical review［R］.NBER working paper， No.13409， 2007.

責任編輯、校對：李再揚2008年9月

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文