○劉藝

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院 湖北 武漢 430073）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)，2014年3月份全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）同比上漲2.4%，處于溫和區(qū)間；工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格（PPI）則同比下降2.3%，PPI出現(xiàn)連續(xù)第25個(gè)月的負(fù)增長，由此造成中上游企業(yè)利潤大幅下滑，實(shí)際債務(wù)負(fù)擔(dān)加重，加大了金融風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)下行壓力。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和相關(guān)研究來看，PPI的走勢要領(lǐng)先于CPI，對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有較好的預(yù)見性（楊燦、陳龍，2013；蕭松華、伍旭，2009）?，F(xiàn)階段，對我國這樣一個(gè)工業(yè)產(chǎn)值位居全球第一的制造業(yè)大國，從貨幣調(diào)控政策來說，不僅要從控通脹的角度盯緊CPI，更應(yīng)從穩(wěn)增長的角度關(guān)注PPI。

我國貨幣調(diào)控模式以數(shù)量和價(jià)格為主。當(dāng)前，央行數(shù)量型調(diào)控模式的有效性存在爭議（戴曉兵，2013；王曦、鄒文理，2012）；此外，由于利率還未完全市場化，價(jià)格模式尚待完善。研究結(jié)果指出，貨幣結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的變化密切相關(guān)（范立夫、張捷，2011），若選取合適的貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)，探究其與PPI的相關(guān)性，預(yù)測其運(yùn)行趨勢和變動(dòng)路徑，既有可行性，也有必要性。

在貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)中，貨幣流動(dòng)性比率（M1/M2）多反映的是一種長期趨勢，時(shí)效性較弱。M1與M2增速差可定義為貨幣活化指標(biāo)，因其能很好地反映經(jīng)濟(jì)活躍程度及企業(yè)投資需求變動(dòng)（劉海影，2013）。從2011年下半年以來，M1和M2增速差持續(xù)處于歷史低位水平，反映了實(shí)體經(jīng)濟(jì)放緩，微觀主體投資需求下降，與PPI的走勢相吻合，且領(lǐng)先PPI的變動(dòng)。因此，本文選取M1與M2增速差作為貨幣結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，來探究其與PPI的相關(guān)性。

對于我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的關(guān)系，學(xué)界觀點(diǎn)主要為以下幾種：貨幣非中性，與經(jīng)濟(jì)增長之間呈正相關(guān)（黃先開、鄧述惠，2000；徐強(qiáng)，2001）；貨幣短期內(nèi)非中性，長期內(nèi)對產(chǎn)出不產(chǎn)生影響，對物價(jià)產(chǎn)生顯著影響（劉斌，2002）；貨幣完全中性，被動(dòng)的適應(yīng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)而不是主導(dǎo)的服務(wù)經(jīng)濟(jì)增長（張立華，2003）。具體看貨幣供應(yīng)量與PPI的關(guān)系：陳鈺（2011）指出M2與PPI不存在G r a n g e r因果關(guān)系，而楊繼生、馮焱（2013）的研究指出，貨幣供給沖擊對重工業(yè)以及產(chǎn)業(yè)鏈上游行業(yè)PPI波動(dòng)的貢獻(xiàn)度達(dá)74%。由此可見，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的效應(yīng)存在較大爭議。而關(guān)于貨幣結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)的影響，學(xué)者的觀點(diǎn)較為一致，認(rèn)為貨幣結(jié)構(gòu)優(yōu)化對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出有顯著的正向作用，央行的貨幣政策應(yīng)引導(dǎo)貨幣結(jié)構(gòu)合理化，代表學(xué)者有肖衛(wèi)國、劉杰、趙圣偉（2013）。就本文要展開研究的貨幣結(jié)構(gòu)指標(biāo)M1與M2增速差來說，已有文獻(xiàn)指出其與CPI存在顯著相關(guān)關(guān)系（范立夫、張捷，2011），但更多學(xué)者關(guān)注的是其對股票指數(shù)的影響，鮮有文獻(xiàn)研究M1與M2增速差和PPI的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系，本文試圖對這一領(lǐng)域作出貢獻(xiàn)。

二、理論分析

根據(jù)央行的統(tǒng)計(jì)口徑，狹義貨幣M1=流通中現(xiàn)金＋單位活期存款；廣義貨幣M2=M1＋居民儲(chǔ)蓄存款＋單位定期存款＋單位其他存款+證券公司客戶保證金+住房公積金中心存款+非存款類金融機(jī)構(gòu)存款。M1與M2增速差，衡量了存款的活期化傾向，反映了微觀層面企業(yè)的經(jīng)營活力和投資意愿。當(dāng)經(jīng)濟(jì)放緩時(shí)，企業(yè)投資更加謹(jǐn)慎，定期存款比例上升，對中長期貸款的需求相應(yīng)下降，從而造成M1與M2增速差處于低位，反之同理。另外，2001年以來，企業(yè)儲(chǔ)蓄出現(xiàn)快速增長并在國民儲(chǔ)蓄中的占比不斷上升（江靜，2013），也增強(qiáng)了M1與M2增速差對企業(yè)投資需求變動(dòng)的敏感性。PPI是工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，體現(xiàn)了工業(yè)企業(yè)的定價(jià)能力，顯然受到投資需求的影響。投資需求變動(dòng)把M1與M2增速差和PPI聯(lián)系起來，使得兩者存在高度相關(guān)性成為必然。

從2005年至今的M1，M2，M1與M2增速差和PPI的走勢圖（見圖1）來看，M1與M2增速差和PPI的波動(dòng)幅度與走勢最為吻合，呈高度正相關(guān)，且PPI有滯后性。

通過圖1的分析，結(jié)合當(dāng)時(shí)我國經(jīng)濟(jì)的實(shí)際運(yùn)行情況，可以看出，2005年至今，我國經(jīng)歷了兩個(gè)完整的經(jīng)濟(jì)周期。在這兩個(gè)周期中，M1與M2增速差都及時(shí)體現(xiàn)出了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的周期變化、貨幣政策的調(diào)整、企業(yè)投資需求的波動(dòng)。在每一周期的開始階段（2005年和2008年的上半年），都出現(xiàn)了工業(yè)增長趨緩，企業(yè)效益下滑，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)下行趨勢。為了穩(wěn)增長，政府實(shí)施寬松的貨幣政策，信貸和投資開始反彈，M1與M2增速差顯著上升。而此時(shí)企業(yè)還處在去庫存階段，PPI變動(dòng)不明顯。由于投資持續(xù)增長，部分產(chǎn)品出現(xiàn)供應(yīng)緊張，提價(jià)出現(xiàn)可傳導(dǎo)性，PPI開始上揚(yáng)。PPI上行，經(jīng)濟(jì)加速復(fù)蘇，投資繼續(xù)增長；PPI和投資水平的持續(xù)上升帶動(dòng)通脹壓力上升。貨幣政策開始收緊，M1、M2增速回落；隨著新建產(chǎn)能的逐步釋放，在產(chǎn)能過剩加大、集中度低和同質(zhì)化競爭激烈的行業(yè)，庫存加大，由于信貸政策收緊，資產(chǎn)負(fù)債表開始惡化，產(chǎn)品出現(xiàn)降價(jià)，并從下游向上游傳導(dǎo)，PPI下行。此時(shí)，企業(yè)利潤下滑，邊際資本回報(bào)率下降，企業(yè)投資需求下降，M1與M2增速差快速下行。同時(shí)，固定資產(chǎn)投資往往包含大量的不可逆性投資成本，加上我國特有的行政干預(yù)和地方保護(hù)，進(jìn)一步延長了PPI的下行時(shí)間。

圖1 M1，M2，M1與M2增速差與PPI變化趨勢

理論上，需求、供給和預(yù)期是價(jià)格形成機(jī)制的三要素。一方面，固定資產(chǎn)投資是一個(gè)重要的需求因素，另一方面，固定資產(chǎn)投資也影響行業(yè)供給能力。張軍、方紅生（2007）的研究指出，貨幣供給通過全社會(huì)實(shí)際固定資產(chǎn)投資間接地成為價(jià)格水平變動(dòng)的主因；而M1與M2增速差對投資需求的變動(dòng)更為敏感，其與價(jià)格水平的相關(guān)性也更強(qiáng)。

M1與M2增速差和PPI的相關(guān)性，也與我國這一階段的經(jīng)濟(jì)增長方式和工業(yè)結(jié)構(gòu)變化的背景有關(guān)。從1999年開始，我國的重工業(yè)化開始加速，工業(yè)結(jié)構(gòu)中重化工業(yè)化特征較為顯著，1999—2011年間，我國重化工業(yè)占比由58.1%上升到71.3%。一般來說，重工業(yè)增速代表了投資需求的增長，輕工業(yè)增速則相對代表消費(fèi)需求的增長；重化工業(yè)化特征使得投資水平變動(dòng)對PPI的影響占主導(dǎo)地位。

再從M1與M2增速差與工業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)（重工業(yè)與輕工業(yè)增速之差）的走勢來看（見圖3），兩者高度相關(guān)，計(jì)算Spearman秩相關(guān)系數(shù)達(dá)0.77。這進(jìn)一步佐證M1與M2增速差和PPI之間的高度相關(guān)性和作用途徑。

綜合上述分析，M1與M2增速差和PPI高度相關(guān)。M1與M2增速差對PPI的影響預(yù)期符號(hào)為正；關(guān)于PPI對M1與M2增速差的影響方向，缺乏文獻(xiàn)資料支撐。依據(jù)上文對經(jīng)濟(jì)實(shí)際運(yùn)行情況的解釋，PPI上行在短期內(nèi)將通過刺激投資引導(dǎo)M1與M2增速差擴(kuò)大，長期則由于經(jīng)濟(jì)過熱、供給過剩，導(dǎo)致M1與M2增速差的逐步回落，因而預(yù)期PPI對M1與M2增速差的影響為短期正效應(yīng)、長期負(fù)效應(yīng)。本文在M1與M2增速差和PPI具有高度相關(guān)性的基礎(chǔ)上，欲通過構(gòu)建VAR模型，實(shí)證探究M1與M2增速差和PPI的動(dòng)態(tài)相互影響，明確兩者間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)機(jī)制。

圖2 重工業(yè)與輕工業(yè)產(chǎn)值之比柱形圖

圖3 M1與M2增速差與工業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)走勢圖

三、樣本及數(shù)據(jù)選擇

從上文的分析可以看出，2005年是實(shí)體經(jīng)濟(jì)兩個(gè)完整經(jīng)濟(jì)周期的起點(diǎn)，本文選取2005年作為樣本的時(shí)間起點(diǎn)，研究的視線窗為2005年1月至2014年3月，時(shí)間跨度為9年零3個(gè)月，樣本容量為111期。筆者選用月度數(shù)據(jù)作為樣本，較好地反映M1與M2增速差與PPI指標(biāo)變動(dòng)的連續(xù)性。M1與M2增速差計(jì)算的是M1同比增長率與M2同比增長率的差值，下文以符號(hào)DIF表示；PPI指標(biāo)也為同比增長率數(shù)值，基期為去年同月。兩變量數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

四、實(shí)證分析

1、單位根檢驗(yàn)

計(jì)量分析要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，不平穩(wěn)則要求存在協(xié)整關(guān)系，否則易造成偽回歸的問題。Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的前提是變量滿足同階單整（通常是一階單整），故首先對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定其是否平穩(wěn)或者滿足一階單整過程。本文采用ADF檢驗(yàn)法，分別根據(jù)A I C和S C滯后階數(shù)準(zhǔn)則進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均顯示兩變量水平值在5%顯著性水平下是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，因此兩變量原始水平值服從一階單整，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的必要前提。表1給出了根據(jù)A I C準(zhǔn)則的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2、協(xié)整—Johanson實(shí)證

（1）確定協(xié)整最佳滯后階數(shù)L。根據(jù)VAR 模型最佳滯后階數(shù)的確定準(zhǔn)則逐一測試從0 到3 滯后階數(shù)的檢驗(yàn)值，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)PE、AIC 表明最佳滯后階數(shù)為3，LR、SC、HQ 表明最佳滯后階數(shù)為2。一般來說，VAR 模型的滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC 準(zhǔn)則共同確定。當(dāng)AIC和SC 準(zhǔn)則結(jié)果一致時(shí)，滯后階數(shù)隨之確定；AIC和SC 準(zhǔn)則出現(xiàn)沖突時(shí)，則根據(jù)LR 準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)。因此，本文確定VAR 模型滯后階數(shù)L=2，相應(yīng)地，協(xié)整最佳滯后階數(shù)L=2。

（2）Johanson協(xié)整檢驗(yàn)。確定最佳滯后階數(shù)L=2之后，接下來利用Johanson提出的協(xié)整似然比檢驗(yàn)方法判斷兩變量間的協(xié)整關(guān)系。結(jié)合數(shù)據(jù)特征并經(jīng)反復(fù)測試，協(xié)整檢驗(yàn)假設(shè)選擇含截距項(xiàng)、時(shí)間項(xiàng)，不含線性趨勢。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3中，r表示協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量表明拒絕變量間沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受變量間存在一階協(xié)整關(guān)系的假設(shè)；最大特征值統(tǒng)計(jì)量同樣拒絕r=0，接受r≤1，即變量間最多存在一階協(xié)整關(guān)系。所以M1與M2增速差與PPI兩變量間存在一階協(xié)整關(guān)系。

3、Granger因果檢驗(yàn)

VAR模型要求變量間需存在雙向Granger 因果關(guān)系，因此本文在兩變量間存在協(xié)整關(guān)系的前提下進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)，滯后階數(shù)L=2，結(jié)果如表4 所示。在5%的顯著性水平下，P值表明應(yīng)拒絕原假設(shè)PPI 不是DIF 的Granger 原因，同樣拒絕原假設(shè)DIF 不是PPI 的Granger 原因。所以結(jié)論是PPI與M1與M2 增速差存在雙向Granger 因果關(guān)系。

4、模型構(gòu)建

本文要研究的是M1與M2 增速差與PPI 之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)理論分析，兩變量均為內(nèi)生變量且相互間影響存在滯后性，VAR（Vector Auto Regression model）是理想合適的估計(jì)方法。由于兩變量均存在負(fù)值，故不再取對數(shù)而直接進(jìn)入實(shí)證方程。因此，本文構(gòu)建的實(shí)證模型為：

DIFt=α0+α1PPIt-1+α2DIFt-1+…+εt

PPIt=α0+α1PPIt-1+α2DIFt-1+…+εt

表2 水平VAR模型的最佳滯后階數(shù)

表3 Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

5、Var結(jié)果

（1）回歸結(jié)果。在變量間存在協(xié)整關(guān)系及Granger因果關(guān)系的前提下，本文采用OLS估計(jì)方法，借助Eviews 7.0估計(jì)VAR模型，結(jié)果見表5。

VAR模型回歸方程如下：

（2）穩(wěn)定性檢驗(yàn)。VAR模型本身需要對之進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，從圖4可以看出，全部根的倒數(shù)均在單位圓之內(nèi)，模型的穩(wěn)定性條件得到滿足。

圖4 殘差的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

L M自相關(guān)檢驗(yàn)得到，L M1=1.78，P值=0.7765；L M2=5.38，P值=0.25，不存在自相關(guān)；white異方差檢驗(yàn)（無交叉項(xiàng)）顯示，χ2=49.86，P值=0.06，不存在異方差。通過診斷得出，VAR模型效果良好。

6、脈沖響應(yīng)分析

VAR模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，所以對參數(shù)的含義一般不做解釋，其主要應(yīng)用在于脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。以下是基于Monte Carlo模擬、滯后18期的脈沖響應(yīng)曲線。

圖5描述了PPI對于M1與M2增速差單位新息沖擊的響應(yīng)程度，可以看出，PPI對M1與M2增速差的反應(yīng)滯后3期，之后表現(xiàn)為正向響應(yīng)，且數(shù)值不斷變大，滯后12期即一年之后逐漸減弱。說明M1與M2增速差具有領(lǐng)先性，并與PPI高度正相關(guān)。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

圖6描述了M1與M2增速差對于PPI單位新息沖擊的響應(yīng)程度，對于PPI的沖擊，M1與M2增速差的反應(yīng)呈現(xiàn)出先上升后下降，短期正響應(yīng)、長期負(fù)響應(yīng)的態(tài)勢，拐點(diǎn)出現(xiàn)在滯后6期的時(shí)間點(diǎn)。這說明PPI的上升在短期內(nèi)會(huì)引導(dǎo)M1與M2增速差的擴(kuò)大，長期則會(huì)導(dǎo)致M1與M2增速差的回落。對此現(xiàn)象的解釋是：PPI上升，企業(yè)利潤回升，經(jīng)濟(jì)景氣度上升，投資需求回暖，M1與M2增速差相應(yīng)擴(kuò)大；M1與M2增速差的擴(kuò)大又進(jìn)一步導(dǎo)致了PPI的上揚(yáng)，如此循環(huán)便出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)過熱、供給過剩。貨幣政策收緊，企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)的需求萎縮，M1與M2增速差在較長一段時(shí)期內(nèi)逐步回落。這也十分符合我國這近十年的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡：投資擴(kuò)張帶來了經(jīng)濟(jì)的增長，但大規(guī)模的重復(fù)投資也造成了如今產(chǎn)能過剩，企業(yè)利潤縮減，債務(wù)高企，投資需求不振，重工業(yè)增速回落的局面。

7、方差分解

在考察VAR模型時(shí)，還可以采用方差分解方法研究模型的動(dòng)態(tài)特征。兩變量的方差結(jié)果見表6、表7。

可以看出，無論在短期還是長期，PPI自身是其變動(dòng)的最主要貢獻(xiàn)因素，不過影響力逐步下降，隨著滯后期數(shù)的增加，M1與M2增速差對PPI的解釋力逐步增強(qiáng)，滯后18期其貢獻(xiàn)度達(dá)到22.57%；PPI對M1與M2增速差的解釋力度在滯后8期之后顯著增加，且在滯后18期時(shí)達(dá)到了41.18%，說明PPI對M1與M2增速差的長期影響是十分顯著的。

五、研究結(jié)論及啟示

第一，M1與M2增速差可作為PPI的領(lǐng)先指標(biāo)，與PPI高度正相關(guān)。鑒于PPI在現(xiàn)今重工業(yè)增速回落背景下的特殊意義，貨幣政策的中介目標(biāo)也應(yīng)加大對M1與M2增速差的關(guān)注。

表5 VAR模型估計(jì)參數(shù)

圖5 PPI對M1與M2增速差的響應(yīng)

圖6 M1與M2增速差對PPI的響應(yīng)

表6 PPI方差分解結(jié)果

表7 M1與M2增速差方差分解結(jié)果

第二，PPI的上升在短期內(nèi)會(huì)引導(dǎo)M1與M2增速差的擴(kuò)大，長期則會(huì)導(dǎo)致M1與M2增速差的回落，大約滯后六個(gè)月出現(xiàn)拐點(diǎn)。

第三，M1與M2增速差和PPI存在動(dòng)態(tài)相互影響，它們的周期變動(dòng)也就形成了企業(yè)層面的通脹與通縮周期；M1與M2增速差可作為周期反轉(zhuǎn)的指示性指標(biāo)，其底部反轉(zhuǎn)或頂部反轉(zhuǎn)形態(tài)具有較強(qiáng)的預(yù)示作用。

第四，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢下，PPI持續(xù)低迷，M1與M2增速差短期內(nèi)將延續(xù)弱勢，只有當(dāng)去產(chǎn)能、去杠桿的過程完成后，M1與M2增速差才可能出現(xiàn)負(fù)響應(yīng)，觸底反彈，引導(dǎo)新一輪的經(jīng)濟(jì)周期。從正響應(yīng)反轉(zhuǎn)為負(fù)響應(yīng)的這個(gè)拐點(diǎn)所須的時(shí)間是留給政策可操作的空間。去產(chǎn)能、去杠桿并不意味著摒棄投資，相反，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢下，應(yīng)十分強(qiáng)調(diào)有效投資：在技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)、基礎(chǔ)設(shè)施完善、環(huán)境治理、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面，還有許多經(jīng)濟(jì)和社會(huì)回報(bào)都很高的投資機(jī)會(huì)。另外，應(yīng)借鑒小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論和日本海外投資的經(jīng)驗(yàn)，鼓勵(lì)企業(yè)走出去，這也是化解產(chǎn)能過剩矛盾、調(diào)整優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、改善企業(yè)效益的一條重要途徑。

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[6]任碧云：改革開放后中國歷次M2和M1增速剪刀差逆向擴(kuò)大現(xiàn)象分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010（1）.

[7]陳鈺：PPI、企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)、M2與CPI之間關(guān)系研究[J].遼寧大學(xué)學(xué)報(bào)，2011，39（3）.

[8]楊燦、陳龍：中國CPI與PPI：因果關(guān)系和傳導(dǎo)機(jī)制[J].廈門大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2013（3）.

[9]戴曉兵：我國貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)有效性的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2013（4）.

[10]王曦、鄒文理：我國貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)[J].中山大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2012，52（1）.

[11]黃先開、鄧述慧：貨幣政策中性與非對稱性的實(shí)證研究[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2000，3（2）.

[12]徐強(qiáng)：中國貨幣供給、資本形成與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究——兼論中國貨幣政策中介變量選擇[J].財(cái)經(jīng)研究，2001，27（8）.

[13]劉斌：我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出、物價(jià)間相互關(guān)系的實(shí)證研究[J].金融研究，2002（7）.

[14]張立華：我國貨幣供給狀況的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2003，18（2）.

[15]肖衛(wèi)國、劉杰、趙圣偉：中國貨幣結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出——基于1952—2010年宏觀數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].金融研究，2013（2）.

[16]江靜：中國企業(yè)儲(chǔ)蓄率——來自企業(yè)的微觀證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2013（10）.

[17]張軍、方紅生：投資與通貨膨脹—緊縮的聯(lián)系：來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2007（1）.