我阁货币供给增长率与国内产出增长率之间的影响关系检验 27 我民!货币供给增执卒岛阅内产出增执卒之坷的影响兵条检验① 自MS-VECM模型的新证据郭明星刘金全刘志刚(吉林大学数量经济研究中心){摘要}本文使用具有马尔可夫区制转移的向最误差修正模型，描述和估计了我国国内产出和货币供怜的区制状态、转移概率和区制相关性，刻画了货币与产出之间的长期均衡关系和短期波动模式。检验结果表明，我闺阁内产出水平与货币供给水平之间存在长期均衡关系，它们的增长率序列具有显著的三民制收态，不同产出和货币变贵的区制之间具有一定的对应关系。货币供给增长率与产出增长率之间的影响关系依赖经济周期的阶段性，这说明纽济周期波动和货币政策作用机制均具有一定程度的非对称性。关键词货币供给国内产出区制转移模型向堂误差修正模型中图分类号 文献标识码A Testing for the Money翩OutputRelationships: New Evidences from the Vector Error Correct Model with Markov Regime Switching Abstract: By using the vector error correct model with Markov regime switching, this paper describes and estimates the regime state, transition probability and correla›tions in the regimes between money supply and domestic output in China’ s economy, we find the new evidences which are supporting the existence of long run equilibrium and short run adjustment in the money and output. There are three regimes in the growth series and the interactions of these series depend on the regimes. This means both the business cycle and the roles of monetary policy are asymmetric at some extents in the process of economic growth. Key words: Money Supply; Domestic Product; Regime Switching Model; Vector Error Correct Model ① 慕金项目:网家自然科学蒸金项目(70471016)、教育部意大项目(0刀AZJD790007)、吉林大学人文社会科学精品项目(2003JP005)资助。??췲랽쫽뻝
28 《数受经济技术经济研究}2005年第5期百|货币句产出之间的影响关系，直是宏刺经济学和货币经济学的核心问题。这是因为工者之间的影响方向和影响程度，不仅关系到"古典网分法"和"货币变肇中性"等理论命题是否成立，也关系到货币政策是否有效等诸多货币政策问题(Walsh，1998)。自从Granger(1969)首次提出经济变景之间的Granger影响关系检验方法，并将其应用于货币一产出之间关系的检验以后，近40年来，人们已经对货币一产出之间的影响关系进行了大最的理论和实证分析，虽然得到了很多重要的经验结果和货币政策启示，但由于使用的经济计量方法和经济变盘数据有所不间，所获得的经验证据依然存在严重分歧。由于金融发展程度的日益深化和金融创新的不断出现，货币总量控制及其货币政策工具仍然是中央银行实施宏观调控的必、不可少的手段，因此大量研究继续为货币一产出之间影响关系的判断提供证据，使得货币一产出关系研究成为了当前的热点研究问题(Hafer和Kutan，1997、2002;Nelson, 2002)。在模型描述和理论分析方面，丁obin(1965)通过转移支付方式在Solow经济增长模型中引入了货币变量，建立了货币供给增长率对通货膨胀率、通货膨胀率对经济增长率的影响过程。该研究发现，在稳15.水平下，货币供给增长率对稳态产出增长率具有IE向影响，被称为"Tobin效应"(Tobin eHects); Sidrauski (1967)通过将货币余额直接引人经济个体的效用函数，在稳态分析中发现了货币变盖的"跑中性"性质，即不仅货币供给水平值的变化克法影响实际产出水平值，而且发生在货币供给增长率上的变化也无法影响产出增长率，这意味着在长期均衡状态下，货币一产出之间不存在理论上的相关性;如果考虑货币变最的交易媒介作用，则可以在大量的现金在先模型(cashin advance)中研究货币与产出之间的影响关系，例如Cooley和Hansen(1989)在随机货币经济周期模型中发现，即使经济处于名义价格灾活调整的瓦尔拉斯经济环境中，也存在最优通货膨胀率的选择问题，这意味着货币供给水平及变化(增长率)通过现金的交易需求约束，对实际产出产生了不同程度的影响。在上述，几种标准货币经济模型中，货币变量的长期作用和短期作用存在区别，即使货币变最具有长期中性性质，短期的货币扰动也对实际产出具有非中性作用。例如Lucas(1972)在具有可分市场的变盛世代模型中，发现货币供给中的不可预期变化确实影响了实际产出行为，非预期货币冲击具有解释实际产出变整(披动性)的能力。随后，在具有货币变髦的实际经济周期模型(阳C模型)中，人们也发现了一些货币冲击对实际产出产生作用的其他传导机制(例如信贷传导机制等，King和Plosser，1984)。Granger (1969)的检险发现，在仅含有货币和产出两个变量的线性回归模型中，货币变量刑'产出变最具有水平值上的Granger影响，但产出变堕并不具有对货币变量的Granger影响。这说明在货币与产出之间的影响关系中存在变量之间影响的单向性，实际产出对货币需求并不具有反馈作用。随后，Sims (1972)的检验认为，即使货币与产出之间存在Granger影响，{日如果在模型中增加价格或利率等名义变量，则货币变;最对产剧变最的解释和预测能力将有所降低。这说明货币变量并不仅仅是实际产出的符号表示，货币变量对产'出的作用需要中间传呼过程和传呼媒介，利率和价格等变量便是所充当的中介变;量。Sims(1972)检验还发现，实际产出的前期扰动无助于判断货币存量中的扰功，阳货币存肇中的前期扰动却有助于推断实际产出中的扰动，这意味着货币存最中的扰动可能导致了实际产出中的扰动。与此对店，Friedman和Schwartz(1963)的研究发现，当经济扩张时，货币存量??췲랽쫽뻝
我因货币供给增长率与阂内产出增长率之间的影响关系检验 29 . 中存在正的扰功成分，使其暂时高于趋势水平;当经济收缩时，货币存量中存在负的扰功成分，使其暂时低于趋势水平。虽然Sims、Friedman和Schwartz的结论在货币与产出影响关系的方向判断上出现分歧，{g均认为货币与产出之间存在一定程度的相关性。随着对货币与产出关系判断的深入，Stock和Watson(1989)发现，货币与产出之间的Gra昭er影响关系，侬颇模型中的经济变最形式(绝对水平或者变化率)。如果假设实际产出和货币变量是趋势平稳的，则在*平变量的回归模型中，货币变量的Granger影响明显商于辈分变量情形(对应增长率情形)，因此建议使用变量的绝对水平进行Granger影响关系检验。另外，Thoma (1994)则认为，货币对实际产出影响具有非对称性，在模型中引人经济周期的阶段性，可以显著地提高货币变量的Granger影响能力。货币政策的非对称性表明，~经济处于收缩阶段时，扩张性货币政策对产出增长率的扩张作用效果降低;当经济处于扩张阶段时，紧缩性货币政策对产出增长率的降低效果增强。随着条件异方差模型(GARCH模型)在经济和金融问题中的应用，研究者开始注虫草不确定性和波动性对货币与产出之间影响关系的影响，Swanson (1998)利用具有滚动时留(样本选择的时间区域依次向后推移)的回归检，验发现，货币…产出之间的影响关系随着经济周期阶段的不问而发生变化，当经济处于扩张阶段，两者之间的影响关系更为显著，当经济处于收缩阶段，两者之间的影响关系相对减弱Grier和Perry(2000)利用GARCH模型检验了货币供给增长率和通货膨胀率中的不确定性对产出增长率的影响，在适度的波动性范围内，发现了类似"Tobin效应"的结论。由于货币政策在我国的宏观经济调控中具有十分重要的作用，因此检验和判断我罔经济中货币与产出之间的影响关系十分重要。在对我国货币政策的传导机制和作用机制的检验中，刘金全等(2002)利用Granger影响关系检验方法，对我国货币和产出变撞在水平值和增长率t的影响关系给出了基本判断，并且发现了价格变景和利率变量所起到的意要中介作用，其结果类似于Thoma(1994)的结论;刘斌(2003)通过对各种货币政策规则的选择分析，认为我国货币政策机制对政策的巾介目标和最终目标都存在有效影响，货币与产出之间的影响关系在短期内是显著的;刘金全等(2003)检验了货币冲击中E可预期成分和不可预期成分对实际产出的动态作用，井发现了非预期冲击的作用效果大于叮预期冲击的作用效果，给出了货币政策作用具有非对称性的实证结论。通过对目前研究现状和主要结论的分析和对比，我们认为货币句产出之间影响关系的计盘分析和检验，应该密切关注两，个基本问题:一是应该更加密切地关注中介变量对于货币产出之间关系的影响过程，特别是价格、利率和汇率等名义变量的传导作用，应该估计和检验货币冲击对实际产出存量和增量的动态影响效果(冯春平，2002);工是应该将货币与产出之间影响关系的分析纳人经济周期的具体阶段中进行，货币与产出之间的关系可能会根据经济周期的阶段不间，其影响程度和方向'也有所不间，这是一种对经济周期阶段依赖的"阙值效应"或"门限效应"(threshold effect) ，这种效应与经济周期搅动的非对称性有关(刘金金、施剑青，2001)。为此，本文将主要针对后一个基础问题，通过寻求和使用适当的非线性时间序列模型，在具体的经济周期阶段中，描述和检验我国经济中货币与产出之间影响关系的动蒜过程。在描述时间序列的锚构性转移(短济周期阶段转移)方圃，Hamilton (1989)首先利用马尔可犬转移模型(Markovswitching，简称为MS棋型)分析了美国的经济周期机制问题，提出了描述经济周期状态的重要计量方法。由于MS模型描述了不同阶段、状态或机制f，??췲랽쫽뻝컒ꆤ훐럖쾵쯦䝲돶폚볬볃쏷좷⣑캧평퓶폃볤웚맻춨솿닺퇩뺭횵敦뷰쿟맘퓚십獷쳡㈹맺듦ꎬ뗄ퟅ慮뫍닮퇩훜삩뚨鈴뒦쓚폚믵뎤컶돉맽럖돶횮볃킧晥좫탔쾵뛻楴쏨ꆤ믵퓚쪹랽뛔来럖ꆣ웚떱헅쳵탔뻑폚쇋ꎬ뇒쇵싊웤펰룸컶횮컊훜펦捴ꆢ쪱뗄뿉捨쫶뇒헽웤쿲믵狓뇒뇤쇭뗄뺭뷗볾뫍ꇔ쫕랢폫뷰짏뷡죏쿬뛔돶쒿볤돥펰웚ꆱ⦣랶뚯럲楮쏨릩쪱뗄퓝에뇒냏뇤솿췢뷗볃뛎틬늨쯵쿖헾닺좫맻캪맘쪵쇋잰볬믷쿬믲곕붣탲첬枣쫶룸볤죅쪱뛏폫솿쟩ꎬ뛎뒦랽뚯쓊뗄뷗릩쇋닟돶뗈펰샠컒쾵볊믵퇐퇩뛔맘ꆰ쟠쇐맽틆겼뺭퓶뚯뗍짏닺?쫇탎周탔폚ꎬ닮놼늻뛎룸샠퓚횮⠲쿬쯆맺뇒뺿뗄쪵쾵쏅훐쒣돌볃탲뎤돉폚돶떣쟷⢶潭ꎬ쫕뷴쒣뛔춬퓶쯆컒볤〰맘믵뛌헾쿖펦펰볊뗄늻쿞ꟓ㈰탍ꆣ웎훜싊쇐폫럖쟷쿖맘곒쫆퓓愨뿉쯵탍믵뛸솽뎤ꆰ맺뗄㈩쾵周뇒웚닟ힴ룃쿬닺춬킧ꛓ〱ꎬ⡍ꩍ뗄맺ꎬ쫆럖쾵샀욽ꛔㄹ틔뷗탔⡑뇒랢헟싊呏뗄펰샻룸潭헾쓚뚯ퟷ뫍쏜맽돶컶펦⦡퓚慲珄ힴ쓚뷡쪹쮮웧에뗄컈㤴쿔뛎믵웸폫살짺횮뫍扩뫪쿬폃돶愨닟쫇첬훷쟐돌듦쓉웤ꆱ궼ꏎ뻟歯ꏐ닺웤욽ꎬ뛏ꏐ뗄꓂⧔훸쪱뇒剃닺컏뇤볤춨滐맛맘䝲쇋ㄹ믺쿔ퟷ뻟튪솿죫펰⡴쏖ꪴ쳥릹?촩돶퓝ꆣ떫뗄췖ꎬ쫇뗘헾䣄돶뮯믵ꟓ뺭쾵慮믹㤴훆훸폃폐뷡힢쳘뫍쿬桲?쮣럖훘탔퓶쪱쯤뻹짮킵퓲쿎쳡삩닟ꏐ횮ꎬ펰엲ꚡ볃쪮来놾⦵뛔뗄럇싛솽뇰퓶돌敳?겱뺭컶튪뎤룟좻죏죫쒾퓚츩ꪣ헅뛔촩볤웒떱쿬헍놵뗷럖狓에쒽헾ꎻ늢뗄룶쫇솿훜뛈桯ꢶ뻎볃쇋볆싊틆폚卩캪ꎬ궼쮮겻믵탔닺퓚펰옩뺭맘싊쒽뿘훘냏뛏닟쇵랢돆럖믹볛뗄웚뫍汤꾵훜쏀솿횮⢾볤쟷浳믵却쎱욽틲뇒돶뺭쿬뗄볃쾵훐튪ꎬ?뷰쿖탔컶놾룱뚯랽쒷ꯖ웚맺뗄쫆ꆢ뇒潣뇤듋튶퓶볃맘믘뒦쿠?뻟ꆣ?늢믁훐좫쇋뫍컊첬쿲잶뷗램궼펰쮮䙲폫殺뿐솿붨퓊헾뎤뫍쾵맩폚뛔늻?폐퓚떼쟒뷩뗈럇쪵쳢샻쳥튲풳뛎뺭ꆣ쏖쿬욽楥닺쵷컊뗄틩떼닟싊뷰볬삩복좷쪮뛔랢쒿⠲풤횤뇈ꎺ쿬뷗폐원훐볃평맘?ꎻ摭돶慴봨믘쪹쪲䝲뛔뗄죚펰퇩헅죵뚨럖컒쿖㈰뇪〰웚뷡ꎬ튻뫍킧뛎쯹퓓풺훜폚쾵?떱慮횮协뻸맩폃荒닺붵컊쿬랢뷗ꎻ탔훘맺붷쇋〳뫍㌩돥싛컒쫇믣맻훐늻킹쏨웚䵓볬뺭뫍볤渨뛔쒣뇤来돶뗍쳢ꎬ쿖뛎䝲튪믵ꢣ볛⧍ퟮ볬믷ꆣ쏇펦싊⢷뷸춬?뮸쫶ힶ믺퇩볃卣듦ㄹ쮮탍솿냏狓퓶킧훐卷ꎬ楥닺뗄뇒겶룱ꢹ훕퇩죏룃뗈탐쇵뫍훆컗쫕桷퓚㠹욽훐뗄냏뎤맻慮믵솽犺돶ퟷ헾퓎뇤ﶶ쒿쇋캪룼쏻뫆ꎬ헢領볬컊쏨쯵慲튻⦷믲ꎬ뻸?싊퓶펦卯뇒헟쵐폃닟특솿풸뇪믵볓틥붣쫇ꇎ퇩쳢쫶옩쪱瑺뚨ꋏ헟믵뛔킷?뗄잿폃渨튻횮敲뎤ꎬ請뫍뚼뇒킧쏜뇤갲쫌컒쇋랽ꎬ뗄돌횣뇤뇒쮮잶ꚡ삩ꆣㄹ닺볤特싊틲뒫샻횻듦돥맻폫쟐솿〰훖맺늻믵뷡뛈겻뮯뇤욽풳ꎻ헅퇐㤸돶뗄⠲듋떼튺싊퓚믷듳닺뗘㈩뛔곍뺭춬쏦뇒싛뗄싊솿뷸원ퟷ뺿⧀횮펰〰볬믺춲뇤틕폐훐폚돶맘뒫ꎻ뺭ꢹ볃뷗ꎬ듦퓚쿠틓⦡뗄탐풣틕폃헟ﯓ컊쿬〩퇩훆荒솿ﺲ킧뿉횮힢떼뛾볃훐뛎䣅솿믵맘ꏈ䝲곔ﺲ킧뾪쎾뗄샻ꎬ뫍쯹?펰풤볤훐ퟷ쫇훜냇ꆢ빩훐뇒탔荒慮맻쪼?펰쾵폃퓚에ퟷ웰쿬웚뷩펦뗄ힴ듦폫ꆣ﮼来ꏐ쒷붵힢킹쿬룼䝁쫊뛏폃뿔떽ꎬ돉돥뇤룃맘뷗췊汴첬퓚닺꺼?狓췖잶뗍틢맘캪剃뛈컒믺?뗄쓑믵럖믷솿펦붫쾵뛎맓믲潮뢺돶냏탒풳ꎻ늻꿊쾵쿔䣄뗄맺훆껆훘ꇔ뇒뫍뛔룃믵뿉틀쏊믺⠱뗄펰?떼원떱놴쯦훸ꏐ늨뺭뷖튪폫늻ퟷ폚맀뇒쓜삵쪵횮훆㤸죅쿬쪲?풱뺭?ퟅꎬ뚯볃볬떺훐닺뿉폃볆믵폫믡뗄놵볤쿂㤩뚯맘?풸볃뺭떱탔퇩뷩돶풤킧뇒뫍닺룹ꆰ쒷펰ꎬ돉?뒦뺭랶ퟷ횮폫볬뻝쿬쫗쿈샻폃
. 30 . 《数受经济技术经济研究>2005年第5期经济增长阶段所具有的不问特征，所以MS模型又可以称为应制转移(regimeswi tching )模型。区制转移模型在研究长期经济行为(例如经济增长问题，Krolzig, 1997)和短期波动行为(例如金融市场的波动性，Sola、Fabio和Nicola，2002)等方面具有广泛的应用。在Hamilton (1989)的MS模型基础上，如果将单变量模珊扩展到多变量的向最白回归模型(VAR模型)，然后在VA民榄茸~结构中引人多区市l转移性质，这就形成了MS-VAR模用。由于多变壁之间可能存在协整关系，因此也可以在VAR模型中考虑协整关系的误差修正机制。这样将马尔可夫区制转移引人到向量误差修正模型后，便形成了MS甲VEC模型(Krolzig. 1997).大大拓展了Hamilton模型的适用部围。欲耍检验货币句产出之间的影响关系对经济周期阶段的依赖性，则必须对经济周期阶段进行有效的识别和划分，但如果将经济周期简单地划分为"经济扩张期"和"经济收缩期则无法检验货币与产出之间影响关系变化的灵敏性。因此，我们将采用具有3区制转移的肉量误差修正模型，对我国货币与产出关系给出新的检验，以期获得新的证据。在本文中，我们主要利用MS-VEC模型划分我罔经济周期波动过程中产出增长率和货币供给增长率的基本区制，并且利用货币与产出之间的长期均衡关系进行误差修正，在含有区制转移的向量误盎修正模型中，检验和判断货币与产出之间的影响关系，这样可以获得判晰两者影响关系的新证据，并为货币政策操作和政策工具选取提供新的启示。一、描跑货币与产出之间3关庭系的MS.帽帽嗣帽唰扩我们首先介绍具2有白商.玛尔可犬眩制转移的向最误搓f修彦正模础的基本结构和经济含义，然后给出利用诙模型估计找国货币变盘与产出变量之间影响关系的主要结果O1.具有马尔可夫区制转移的向堂误差修正模型的结构经济周期波动是…些主要宏观经济变量围绵长期均衡关系产生的随机谦离。~经济运行受到暂时冲击而发生与长期均衡状态的偏离时，误差修正机制将促使经济变量向长期均衡状~调整和恢复，以保持长期均衡关系的稳定性。因此，具有误差修正机制的V八R模型既可以用米描述和分析经济周期的波动过程，也可以检验货币变盘与产出变量之间的影响关系。假设码(Yll'Y2t)'.其中Ylt和Y2t分别是货币存慧和国内产出变莹的对数时间序列，如果这两个时间序列之间具有协整关系，则可以将描述这两个时间序列数据生成过程的VAR (ρ)模型表示成为误差修正模型(VECM)形式:/，咽‘飞、‘，/'A缸c十IIXt-l十ErAXt→十εt其中.ðx卢(.)'是一阶差分向盘c出()'是截距向量.n和r是系i数矩阵，在(E:lt，E:2t)'是误差向最，叮以假设误差具有正态分布，即E:-N (0，立).立t是误差的协方差矩阵。根据协整关系的表示定理(Mill日.1999)，存在系数矩阵~= (内，~2)'和卢(肉，向)'.使得:(2) II=仰'这里卢使是协整向量，而~=(矶，~2)'则是误差修正系数，模型(1)可以表示为:引 ，。，AWDUa nlhb 缸+ 十'μ十X CLW (3) 川??췲랽쫽뻝ꆤꆶ뺭南탍캪䡡⢢평훆⡋폻뷸퓲솿쏇놾닮탂튻컒룸ㆣ쫜첬틔볙쇐ꋶ㚡톪⠱椽웤쫽쫇樶ꋲ⠲헢즾ꇷ⠳ꨱ?㌰쫽楴?볃ꆣ⣀浩튪탐컞컳훷쟸탞횤ꆢ쏇돶꺾떽폃짨ꎬ웸뻘㈩샯窡폚牯뗷훐ꆤ㷓솿捨퓶쟸汴헢볬폐램닮튪훆헽뻝쏨쫗샻?훜퓝살죧刨헳㞺炱ꌽ?뛠決헻얦뺭楮㵣쨷뎤훆潮퇹퇩킧볬탞샻ꎬ쒣쫶쿈폃탂웚쪱쏨㴨맻뗄쵰挫볃朩ꏐ뇤楧뫍ꆣ뷗⠱붫믵뗄퇩헽폃늢탍뷩룃늨돥쫶禡헢⧄斣킭㴨쟐⮢벼쒣笵촩솿ꎬ믖㴨뛎틆?㤸십뇒쪶믵쒣䵓쟒훐캪짜﮿뚯믷뫍굹솽ꏐ먽랽슬귕쫵寂쯹쒣킳㤩뛻폫뇰뇒탍ꆪ샻믵뻟즷쫇뛸럖㊡룶춱⠶닮ꆣꎬ횮ㄹ뢴ꇷ뺭곃뻟탍ꆵ뗄뿉닺뫍폫ꎬ噅폃볬뇒폐맀튻랢컶ꌩ쪱ꇗ뻘볃좻볤㤷澣ﮣ퇐폐퓚쒲䵓럲돶뮮닺뛔䏄믵퇩헾십볆킩짺뺭㞣볤뺳攲헳슬뾣뫳뿉⦣틔걮⮡뺿겣뗄퇐ꢶ쒣쟸횮럖돶컒ꏐ뇒뫍닟뛻웗훷폫볃곆탲짎ꆣ㈩겶ꆷ퓚쓜겴놣늻뺿꿐탍훆볤ꎬ횮맺춻폫에닙뿉튪뎤훜쇐⤷룹㞣긱왴㈰춬뎤풣믹ꋶ듦뗄떫볤믵꺷닺뛏ퟷ맘럲욵뫪웚돖큹횮듒쫇뻝곊?崫〵룗쳘웚걓뒡틆펰죧뇒훎돶믵뫍쾵쟸쓏맛뻹뗄ㆡ볤컳킭릵⣉식퓚뎤㊣ꇆ쓪헷뺭潬짏틽쿬맻폫특횮뇒헾뗄훆뇤뫢늨ꎺ뻟?튻닮헻쎣櫓뗚牉쒣킭?웚묩ꎬ볃憡죫맘붫닺諭볤폫닟䵓솿뿎ힴ뚯쵹폐ﷄ쿲?㗆쪮殡탍헻링뻹㟊쯹탐ꉆ죧떽쾵뺭돶궼뗄닺릤ꎮ틆폫뇤첬맽㊡킭ꏐ솿짹?ꏒ뷡맘쭈뫢斡쟒틔캪慢맻쿲뛔볃뇤쏖뎤돶뻟噅뗄닺솿돌ꎷ헻촨ꎬ㈩뭩䵓⣀楯붫솿뺭훜뮯?웚횮톡䍍쿲돶?캧욫ꎬ횱ꋶ뿉뇭㟔릹쾵돺맘뮽?⭥쒣뫍떥컳볃웚뗄룸?뻹볤좡솿뇤ﷄ죆샫튲쾵죽틔쪾훐ꎬ楬쾵ힲꆣ탍乩뇤닮훜볲쇩돶ꢶ뫢뗄쳡컳솿ꏐ뎤쪱뿉잻ꎬ䍍볙뚨쟎틽틲瑯뗄폖궼挰솿탞웚떥쏴탂꾹맘펰릩벰닮횮춵ꎬ틔퓲⧐짨샭죋듋滄컈훏뿉쏔ㅡ쒣헽뷗뗘탔뗄ﶳ쾵쿬탂웤탞볤쒽뻹컳볬튴컊⡍틔ꎬ탍뛠튲쒣ꏐ뛎뮮ꆣ볬쳖뷸맘뗄맀헽펰뫢닮뚨퇩붣楬?돆㈰삩탍뗄럖틲퇩킲탐쾵웴볆쒣쿬?맘탞믵뾺붫뻟汳﷏쟸뿉춵탔뾣캪쫌〲햹뫳틀듋ꎬ荒컳쪾탍맘쾵헽뇒춹쏨폐뗊훆틔쓊ꆣ걣쟸⦵떽ꎬ삵ꆰ틔닮헢ꆣ뗄쾵닺믺뇤醙쫶헽ㄹﶣ퓚쫓틲㴨훆걋좷뛠뇣탔뺭컒웚탞퇹믹뗄짺솿?헢첬㤹계틆ꋶ쎷듋挱牯뷃뇤탎ꎬ볃쏇믱꓂헽뿉놾훷뗄붫폫荒솽럖⦣ꏐ틆決솿돉퓲삩붫뗃쪺ꎬ틔뷡튪쯦듙닺룶늼겴촨탔쓯뛎⡲楧?뗄쇋뇘헅닉탂춻퓚믱릹뷡믺쪹돶쪱ꎬㄩ훊쒣ꞡ뻟挲敧ꎬ킹쿲䵓탫웚폃뗄몬뗃뫍맻잫뺭뇤뾵볤벴?뿉ꎬ탍?폐⤷業ㄹ솿ꆪ뛔ꆱ뻟횤특폐에뺭ꆣ샫볃쒶탲斡뗊틔헢훐컳쫇?㤷몵ퟔ噅뺭뫍폐뻝ꦸ쟸뛏볃ꆣ뇤횮퓊쇐ꎡﶾ뇭⦺쓓믘뻍뾼䏄볃ꆰ㏇ꆣ훆솽몬떱솿닮볤쫽뷘ꭎ?쪾춶ꛓ맩ꏐ훜뺭퓚헟틥쿲뗄놼뻝⠰캪탎싇탞뻠쳆쎡쒣?웚볃웗놾꓂틆펰ꎬ뎤짺綠ꎺ돉킭헽쿲?ꏔ탍뷗쫕컄쪵뗄쿬좻퓋웚?돉죽⣆쇋헻믺솿ꢶ?뛎쯵욵훐쒻쿲맘뫳탐뻹맽⦣릣䵓맘훆꿐웚쓏ꎬ?솿쾵뫢돌곈겣?ꆱ컒컳뗄ힴꆣꆪ쾵ꋲꎬ噁뗄ꋶ뫍勄컳쓯勊ꏐ닮쒣쟏춡탞탍??헽볈믺뿉
我国货币供给增长率与国内产出增长率之间的影响关系检验 31 根据Hamilton(1989)的模型方法，可以在上述VECM模型中引人参数的区制转移性质。利用不可观测的离散变量5仨11，…，mf表示某个时间序列中的区制状态，并且假t设15f是一个具有m状态的一阶马尔可夫链，其转移概率为:tPij = P [5= j 1 5 1 = iJ 2:; Pij = 1 i = 1, ,m (4) t t具有区制划分的时间序列处于，某个特定区制的无条件概率为:ρP[ (5) 5iJ 2:;ρz出11, ,m t 可以利用惊披概串成平滑概率来估计上述区制取倪概率，而该估计值表示时间序列处于各种区制状态的可能性(Kim和Nelson，1999)。于是，可以得到具有马尔可犬区制转移的向量误差修正模型MS(m) -VECM (P); (6) 中t= c(5) +咐'叫+艺rÞt-i+ Œtt i=1 模型(6)的截距项c(5) ( c 1 (5), C(5))'具有区制转移特征，模型(6)的t t2 t均但修正形式为:缸t…f!(5) 们'几d+艺r[缸t-ìμ(5-JJ+E:(7) titt此时μ(5)扩展成为依赖旺制状态的均值向最形式，即μ(5)口[μ1(5), ttt的(5)]'。μ1(5)和内(5)分别农放区制状态5下国内产出增长事租货币供给增长tttt率的条件均值，它们之间的相关程度便可以用于度量货币与产出之间关系对经济周期阶段的依赖性。MS VECM的模型结构清楚地表明，各种区制下的非均衡状态都会受到向最误兹的修正和调整，以便使经济变量恢复到原有均衡状态或者收敛到新的均衡状态。由于进行了多区制划分，不问周期阶段的经济增长率将向局部均衡调整，从附形成经济周期波动过程中的多重均衡现象。在经济周期的扩张期，经济增长速度将向较高增长率水平区制状态收敛;在经济周期的收缩期，经济增长速度将向较低增长率水平的区制状态收放。经济扩张期和经济收缩期的转变可以通过区制变量的状态转移实现。可以使用Hamilton(1989)的精确极大似然估计法，或者Kim和Nelson(1999)的近似极大似然估计法来估计模型(6)或者模型(7)。通过估计区制变盘的取值概率来划分经济周期的主要阶段。2.具有马尔可夫区制转移的向最误差修正模型的估计结果我们采用工元变量的MS(3) VECM (3)模型描边战国经济周期波动中货币与产出之间的动态影响关系。战们主要针对国内产出增长率的状态进行3区制划分，这是由我国经济增长过程的具体条件决定的，刘金金和:巨大勇等(2003)认为，我国经济增长过程中出现了"总供给和总需求双因素聪动"的"高墙增长阶段"、"总供给单因素驱动"的"快速增长阶段"和"总需求单回京驱动"的"适球增长阶段'\根据这些侄济增长阶段的性质，我们口对产出增长率过程所进行的区制划分为，区制1(51)表示"适速增长阶段"、区制2t出(52)表示"快速增长阶段"、匹制3(53)表"高速增长阶段飞μ1(5)表示国ttt ??췲랽쫽뻝
. 32 . 《数受经济技术经济研究>2005年第5期内产出增民率过程中相应区制中的条件均值。由于区制阶段的限制，增长率条件均值所具有的参数约束为:μ1(1) <μ1 (2) <μ1 (3)。μ2(5)表示货币供给增长率在对应区制中t的条件均值，由于货币供给增长率的区M增义长丁司现一;增叫名制划分依赖产出增长率，因此货币供给h长率口 增长率的相应均值没有参数约束。因1给出了1990年1月至2004年O. 3月我阔月度名义GDP增长率和货币供O. 给增民率(利用M增长率表示)的时1问路径①c从困1巾可以看出，产出增长率与货币供给增长率之间具有类似的变化趋势，并且货币供给增长率的波动 程度低于名义产出增民率的波动程度，这表明它们的时间序列之间可能存在一‘阁1产出增长率和货币供给增长率的时间路径定程度的相关性。表1时间序列的单位根检验表2Johansen协整关系检验为了建立和估计MS-VECM模型，我们首先考察我阔周内名义产出②和狭义货币存最(货币供给M)序列的平稳性，表1给出了国内产出和货币存茧的对数序列反对数整分序1列的单位根检验锚身边(检验的#背后阶数为王，假设时间序列中存在线性时间跑势;铃表示在5%水平下拒绝原假设或者参数估计显著，下间;估计方法见Mills，1999 )。检验结果表明，我回国内名义产出和货币供给的对数序列Ylt和Y2t中仅有一个单位根，这说明它们都是一阶岛生整过程。由于这两个时间序列具有相同的单整阶数，因此可以在协整关系检验和误整修正模型中分析罔内产出和货币供给水平债之间的仅期均衡和短期波动关系Oi在取向盘Xt= (Ylt, Y2t)’ ，表2给出了这两个时间序列的Johansen协整关系检验结果(检验方法，见Mills，1999) 0比较班统计最与临界值(5%的显著性水平)的大小，可知检验拒绝"没有协罄关系"的原假设，而接受存在"至多一个协辑关系"的原假设，因此GDP和M的对数厅，列之间存在惟一的显著协整关系。由于协整关系表示变量之间的长期均衡关1① 数据来源于《中阔经济景气月报)，部分季节数掘进行了月度分解。采用名义产出增长率可以综合考虑价格水平变化的影响。② 经过季节调楼后的月度名义GDP，数据米源网上。??췲랽쫽뻝
我国货币供给增长率与国内产出增长率之间的影响关系检验 33 . 系，回此协整关系表明我国货币与产出变最具有相同的趋势水平，协辑关系的惟一性则说明在货币与产出的关系中没有出现多重均衡现象。采用标准化协整向盘表尽方法，则协整关系的估计方程为:的口Ylt……(8) 阁2描述了协辑误差的时间轨迹。从周2中可以看出，在侵济周期波动比~ ~ 较显著的时期，例如19931996年，由于货币政策工具(例如货币供给总 3重)的调整比较频繁和剧烈，因此导致。.0均衡误差轨迹的波动现象也比较显著。值得注意的是，从1996年任济实现响"软着陆"以廊，协整误是逐渐降低并且稳定性也显著增强，体现出这个阶1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 段经济运行所具有的稳定性和货币政策所具有的稳健性。但是，从2003年开团2协蘸误差轨迹始，协整误塾又出现了显著上升，这说明:在此期间的货币供给和信贷规模出现了显著膨胀，同时国内产出增长率也出现了显馨提高，这正是2003年我国经济%的快速增长所体现出的重要特点。表3周内产出增长率的误装修.iE模翻估计参数估计值标准差t一统计量μ1 (1) μ1 (2) 份μ1 (3) 铸 份’h 表4货币供给增长凉的误差修正模型估计参数估计值标准差t一统计量μ2 (1) 铸μ2 (2) 铮问(3) 普也 件获得上述协整关系结果以后，假设模型(7)中的均值修正项μ(5)μ1(5), tt的(5)]'具有状态转移性质，并且对模型(7)中的捕后阶数ρ取五(也可以估计其他阶t数的模型，但是经过模型估计效果的比较，并考虑采取比较简捷的模型形式，最后选取捕后1个季度的模型结构)，则有下面模型:¯xt μ(5) == 1> [卢ιd十三JFz[AZt…;-/1(5-;)J十et(9) tt??췲랽쫽뻝
34 《数量经济技术经济研究>2005年第5期为了消除通货膨胀率对名义产出的影响，我们在具体估计上述模型时，采用数据的月度同比增长事来代替辈分数据所表示的环比增长率，同时，为了使得估计简单，我们商接将误是修正序列作为外生变量处理，这样就可以直接利用OX-MSVAR软件系统进行模型(7)的参数估计和检验(具体估计方法参见Krolzig，1997，并根据模型(7)的具体结构编译了程序)。模型的估计结果由表3和表4给出。在表3和表4的参数估计巾，除了区制1的产出增长率均值估计以外，其余参数估计在5%的水平下均是显著的，这蜜味着模型估计的整体效果较好。战们所描述的三个经济周期阶段的增长率均值分别为%、%和%，这分别对应辛苦"造速增长\"快速增长"和"高速增氏"阶段的平均增长率。从这些区制均值的差异可以看出，我国经济增长率在月度频率上的波动性是十分显著的;误差修正系数的估计值表明，~经济出现偏离均衡关系的协整误盘时，经济将向所在区制的条件均值收傲，这说明我国经济运行中存在着一定程皮的内在稳定机制(具有负系数的调整收敛性，也具有系数绝对值小于1的稳定性)。与国内产出增长的区制划分相对应，当经济处于"适速增长阶段"时，货币供给增长率的均值水平为%;当经济处于"快速增长阶段"时，货币供给增长率的均值水平为 %;而当经济处于"高速增民阶段"时，货币供给增长率的均值水平为%。由此可见，当货币供给增长率超过20%以后，国内产出的快速增长就能够出现。当货币供给超过一定规模以后，货币作为国内产品交易的媒介和金融服务的工具，在满足市场需求总量以后，就不会对国内产出的形成产生"瓶颈"制约，因此出现了区制3中的货币供给增长率均倪低于区制2的增长率均值的现象。另外，货币与产出之间的均衡关系对货币供给增长率也具有显著的姬期修正作用，修正幅度略大于对产出增长事的修正幅度，这主要是目为货币存量更容易作为政策目标进行调控。图3~至图5给出了国内产出增长率在各个区制的概率估计Pi(区制取值的平滑概卒估计)，二1，2, 3。因3表明，1991年全年、1993年和1994年的部分月份，经济出现了区制1的运行特征，是我国经济增长速度相对较低的时期。特别是1996年经济实现"软着陆"以后，我国经济运行慕本处于"适速增长阶段区制的取值概事保持革本稳定(接近于1)，意味着这个阶段的经济周期波动也保持了相对平稳的态势;图4给出了我罔组济处于"快速增长阶段"的可能性，区制概率频繁改变，表明我国经济在这个阶段捋续运行的能力较低。特别需要注意的是，1998-2002年，我国经济都没有接近旺制2的语行状态，但在2003年却突然进入具有快速增长特征的区制2中，这是我国经济于2003年达到近年来增长墙皮新高的直接体现;图5清楚地显示出，我国经济"高速增长阶段"区制出现在1993-1996年的个别月份，而1993-1996年则是我国经济实现"卖方市场向买方市场转变"、"经l nHV 1斗J 11 11 I "1 。.61" " I "1 " " I I 1 11 11 " 1 1 一., 1" " J " 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 阁3道迦增长期的平滑概率圈4快速增长期的平滑概率??췲랽쫽뻝ꆤꆶ캪춬닮뗄돌퓚㖣뷗퓶싊맘폫㈳듋뎬틔뻹튲듦춼볆훆ㄩꆰ뷏㈰쯙ㄹꆪ嶣㌴뎧?㏊쫽쇋뇈닎탲뇭ꖵ뛎뎤퓚쾵뛈맺뻹ꎮ뿉맽뫳횵뻟솿㏖⦣ㆵꎬ뿬뗍〳㤶뎧?탞ꆤ쫋솿쿻퓶쫽⦡㎺쓋뗄ꆱ퓂쓚횵㐱볻튻ꎬ뗍폐룼쇍걩쓔틢쯙ꆣ쓪탂?헽뺭돽뎤맀ꏄ춱껆퓶뫍뛈킭쓚닺쮮ꎥꎬ뚨뻍폚쿔죝밵㴱쯐컒캶쳘좴룟뗄볃탲꓆춨싊볆ꏐ뷏뎤ꆰ욵헻퓚돶욽ꎻ떱맦늻쟸훸틗룸ꎬ탌맺ퟅ뇰춻뗄룶벼?쇐믵살뫍춵뗄슾싊룟컳컈퓶캪뛸쒣믡훆ퟷ돶㊣?뺭헢뷗탨좻횱뇰쫵쓆엲듺볬쒹닎流뻹쯙짏닮뚨뎤ㄹ떱뇒틔뛔㊵뛌캪쇋갳볃룶뛎튪뷸뷓퓂ퟷ뺭붻헍쳦퇩삼쫽쟏횵퓶뗄쪱믺ꎮ뺭릩뫳맺쓔웚헾ꆣ곊퓋뷗ꆱ힢죫쳥럝겸볃캪엂퇐싊닮⢾욽맀퓖럖뎤늨ꎬ훆쟸㜷볃룸쓚탞닟춼쟎탐뛎뗄틢뻟쿖췢?뺿뛔럖?볆뇰ꆱ뚯뺭⢾훆ꎥ뒦퓶믵닺꓂헽쒿㎱특믹뗄뿉폐ꎻ뛸ꆷ짺쏻쫽ﯓ훐쒣캪뷗탔볃?뮮ꎻ폚뎤뇒돶쪾ퟷ뇪諭놾뺭쓜쫇뿬춼ㄹ㈰틥뻝뇤삼즱ꎬ곕㢣뛎쫇붫킸럖떱ꆰ싊ퟷ뗄淪폃뷸퓶궼뒦볃탔쯙㗇㤳〵닺쯹욷돽기뗄쪮쿲뫏쿠뺭룟뎬캪탎떵ꎬ탐뎤갱쏔폚훜ㄹ퓶ꆫ솿쓪돶뇭붷뫍쇋㖣욽럖쯹뗊뛔볃쯙맽맺돉쓏탞뗷싊㤹ꆰ웚쟸㤸뎤ﺵㄹ뗚뒦뗄쪾ꢲ뇭쟸뛗ꖡ뻹쿔퓚ﶵ펦뒦퓶㈰쓚닺훏헽뿘㇄쫊늨훆ꆫ쳘?㤶㗆샭펰뗄캼㒸훆엄ꈱ퓶훸쟸쒵ꎬ폚뎤ꎥ닺짺럹ꆣ룷?쯙뚯룅㈰헷퓊쓪?ꎬ쿬뮷וֹㆵꏐ㢣뎤뗄훆떱ꆰ뷗틔욷ꏁ뛈룶ꯄ죏퓶튲싊〲뺳퓲ꎬ뇈牯쒲춹기싊ꎻ뗄뺭뿬뛎뫳붻욿싔쟸뎤놣욵쓪쫇헢컒퓶決?荒삼㢣ꆣ컳쳵헁볃쯙ꆱꎬ틗뺱듳훆ꈱ풽뷗돖랱곎퇹쏇뎤楧욵ꖺ듓닮볾닐뒦퓶쪱맺뗄ꆱ겻폚㤹쾵뛎쇋룄컒㋖특뻍퓚싊ꎬ쓕촴헢탞뻹풣폚뎤쓚쎽훆뛔룅㏄춵ꆱ쿠뇤맺킣諭뺭뿉뻟ꎬㄹ꓂㦣킩헽횵곒ꆰ뷗믵닺뷩풼틓싊쓊뛔뺭곕궼볃쳥춬틔㤷쪾길쟸쾵쫕늾쫊뛎뇒돶뫍ꎬ맀촱뇆욽뇭볃쎣쪵맀쪱ꎬ淪ꞹ㒣훆쫽솲?쯙ꆱ릩뗄뷰틲荒퓶볆㤹?컈쏷뚼쟎꺡쿖횱볆ꎬ늢떹﮽ꖣ뻹뗄탏퓶쪱룸뿬죚듋뎤퓊㓄ꏌ컒쎻특낸ꆰ뷓짏캪룹삼쾺곕횵맀헢뗊뎤ꎬ퓶쯙럾돶꺼싊⣇?좡첬맺폐諭?싴샻쫶쇋뻝웒쎡뗄볆쮵ﶾ뷗믵뎤퓶컱쿖쒲횵쫆뺭뷓궼?랽폃쒣쪹퓍ꏎ횱닮횵쏷뛎뇒싊뎤뗄쇋쒾탞웈뾷윱룅ꎻ볃뷼쏓쫐탍뗃틃틬뇭컒퓖ꆱ릩뗄뻍릤쟸了헽ꇖ훔㤹싊춼퓚?꒽뎡佸쪱맀⠷곆쟋퓓뿉쏷맺뗐룸뻹쓜뻟훆럹떵슷㛄놣㒸헢〰ힶ쿲ꆪꎬ볆⦵遼ꛗ틔뺭ꇓ퓶횵릻㏖?뛈쓆?돖룶㊵㏄캡싲䵓닉볲쒾얡뾴떱볃?믵뎤쮮돶퓚킵떶ꎬ붻겾궼믹뷗쓔뇇랽ꋶ폃떥?컊냊돶뺭퓋뗄뇒싊욽쿖싺쒻풻헢겸궼쏊놾쯎뛎쯐쫐쫽ꎬﶹ쓈쫋볃탐컈릩뗄캪ꆣퟣ훷엂쎳뗏특돖탗붽욳뎡뻝컒삼ﶸ?돶훐뚨룸뻹㈲떱쫐특튪쪹횡諭탸듌ﳄ죭뗄쏇릱월맺쿖듦탔퓶횵ꎮ믵뎡ꦸ쫇?훁냈⢽궼퓋겣훔뇤볾퓂횱?궼꒡뺭욫퓚⦡뎤쮮〹뇒탨틲쯇펽쎴탐겵듔?ꆱ쾵뛈뷓쏖놡볃샫ퟅ?싊욽ꎥ릩쟳캪엂ﳓꛓ뗄ꯔ㤹ꆢ춳붫??ꊡ퓶뻹튻캪ꆣ룸ퟜ꓂믵붡쓜㎡ꆰ컳?낿뎤뫢뚨평솿뇒솦뺭뷸탐?쒣탍⠷?
我国货币供给增长率与国内产出增长率之间的影响关系检验 35 l nv 。 一0050咽。 1990 1992 1994 1996 1998 20∞2002 2004 图5高烧增长期的.I(l.滑概率回6道速增长"区制中货币与产出关系济政策从扩张性向紧缩性转变"、"总供给不足向总需求不足转变"的意要时期，期间我罔经济增长所出现的"过热现象"，不仅形成了当时经济的高速增长，也由于严重通货膨胀的出现，直接促使了当时紧缩性货币政策的实施。表4区制转移概率矩阵吨、、‘‘h、、、、、、‘、随、1飞---飞飞1飞区制1区制2区制3区制 区制2。. 区制 表5状态阶段的汇总和状恋的持续期样本数最频率平均持续期区制 。. 区制 L[制 表4是产出增长率时间序列中区制转移概率凡的估计结果。表5给出了产出增长卒各个区制的样本个数、区制出现的概率和平均持续期。其中经济运行在问~区制的平均持续期D (5;)为:JAU、， ，/1 ，，‘’、EA D [ 5 ci ) ] = E [51 = i ] 1一ρíì表4和表5的估计结果说明，当经济进入"适速增长阶段"后，旺制1自身的持续概率为，这具有相当高的稳定性。我国结济处于此阶段的频事最高，达到了%，持续期占整个周期长度的%，这意味着我国经济运行进入到"边速增长阶段"后，将具有相当强的抗跌能力，这个区制的增长率均值水平构成了找国经济增长速皮的底部基础，并且在一定程度上揭示了我国经济自然增长率的水平。从区制1向区制2转移的概率为，向区制3转移的概率为，这说明我国经济周期的阶段性转移仍然具有→定次序，从区制1向区制2转移的缓慢提速可能大于从区制1向区制3转移的"跳跃式"提速;当经济进入"快速增伏阶段"脂，区制2自身的持续概感为，战国经济处于该阶段的颇E较为??췲랽쫽뻝
36 . 《数受经济技术经济研究>2005年第5期% ，持续期占整个周期长度的%。经济从"快速增长"转入"适速增长"的概率()高于转入"高速增长"的概率()，也存在着转移概率上的非对称性，这意味着经济处于"快速增长阶段"时，经济收缩的可能性大于经济扩张的可能性，如果要保持经济的持续快速增长，则要求经济调控方向上的一致性和稳定性;当经济进入"高速增长阶段"后，区制3自身的持续概率为，我国经济处于该阶段的频率为%，持续期占整个周期长度的%。从区制3向区制2转移的概率为，而向区制1转移的概率也几乎为零。区制转移概率的估计结果表明，我国经济运行中既难以出现从旺制1向区制3的"急剧攀升"转移，也没有出现从区制3向区制1的"急剧下跌"转移，经济远行中尚未出现过具有危机包彰的大跟大洛现象，这进一步体现了我国经济增长中存在的"软着陆"和"软扩张"等增长过程的基本特征。获得国内产出增长率的区制估计以后，可以根据产出增长率的区制划分，将相同区制中的产出增长率和货币供给增长率作为一组，这样就可以计算出不同区制(经济周期阶段)中产出增长率与货币供给增长率之间的相关性。因6至罔8给出了这些区制中货币与产出关系的散点图，不同区制内相关系数的整界可以从对应散点图中四归直线的斜率大小上反映出来，四归直线越平坦则意味着相关性越剧。相关系数的具体计算结果为，国内产出增长率与货币供给增长率在全样本区域内的相关系数为，在区制1内的相关系数为(见图利，在区制2内的相关系数为(见图7)，在区制3内的相关系数为(见闹剧，随着院制状态中经济增长速度的提高，货币供销增长事与产出增长率之间的相关性先进出强变弱，然后再由弱转强。 00 。。. _ ~O -.----.. nvl 。也O wOJ 。'。 0 固7快速增长"民制中货币与产出关系因8高速增长"区制中货币与产出关系相关系数的计算结果表明，虽然整体上货币供给增长率与产出增长率之间存在正相关关系，但在不同区制内二者的相关关系却有所不同，两者之间的相关程度依赖产出增长幕的取值区间(即区制状态)。这种"门限效应"具体体现为，当产出增长率处于"快速增长阶段"(区制2)时，由于侄济增长速度比较适中，实际经济与货币经济之间的关系比较协调，国内产出实现的主要在驱动力量来自供给和需求的彼此制约，此时增加的货币供给大都在流通中沉淀或者在货币经济部门之间转移，对产出的直接作用比较微弱，因此这个区制中产出与货币之间的联系程度相对较低;当经济处于"通谛增长阶段"(区制1)和"高速增长阶段"(区制3)时，货币部门的扩张则更为明显地剌激了产出部门的扩张，实际经济与货币经济之间的关系比较紧密，导致二者之间的关联性得到加强。但需要注意的是，此时货币与产出之间的关系也体现出非对称性，即产出增长速度较低时，两者的相关关系较弱;产出增长速度较高时，两者的相关关系较强。这意味着在经济增长谛度较低时，货币存嚣扩张所产生的??췲랽쫽뻝ꆤꆶ㈶⠰ퟅ볃뛎헻벸ꆰ쿖믱뗄닺살믵춼㠩평쿠쾵횵⣇쓚돁뇒횮뛈㌶㞡㢡쫽ꎮ뺭뗄ꆱ룶뫵벱맽죭뗃닺돶즢ꎬ뇒㘩잿맘쟸뗭횮볤컊뷏ꆤ낿낸솿㊣ㄱ볃돖뫳훜캪뻧뻟삩맺돶퓶뗣믘릩ꎬ쯦뇤쾵떫볤옲믲옳뗄룟?뺭ꖣ㠩뒦탸ꎬ웚쇣엊폐헅쓚퓶뎤춼맩룸퓚ퟅ죵쫽⢼⧊쪵헟뗄맘쪱?볃겳룟폚뿬쟸뎤ꆣ짽캣ꆱ닺싊ꎬ횱퓶뗄늻듇놣쿖퓚솪쾵벼꒡훐폚ꆰ쯙훆뛈쟸ꆱ믺뗈돶싊폫늻쿟뎤좻볆춬곓뗄믵쾵겻뇈튲솽쫵뇇뿬퓶㏗뗄훆즫뫍믵춬풽싊㋄ힴ뫳쯣쟸웗짓훷뇒돌뷏쳥헟뺭?죫쯙뎤퓉ㄶ틆닊믵뇒쟸욽퓚?첬퓙웖뷡훆듌?튪뺭뛈튲뷴쿖뗄볃킻퇐볕ꆰ퓶ꎬꎮ틆뗄맽싊뇒릩훆첹좫쓏훐평맻쓚갩궼쟽볃쿠뿃쏜돶뺿﮸룟뎤퓲쒳㢣룅튲듳돌뗄릩룸쓚퇹뺭죵뇭뛾ꆣ쏔뚯늿뛔억ꎬ럇맘틓ꆷ쯙뷗튪훐ꖡ싊쎻웰뗄쟸룸퓶쿠틢놾?볃쏷헟헢솦쏅뷏쓀떼뛔맘㈰荒?퓶뛎쟳ꎴ뗄폐듳믹훆뎤맘캶쟸뗊잿ꎬ훖솿횮뗍꧕훂돆쾵〵?뎤ꆱ뺭엂폇맀돶실놾싊쾵ퟅ폲ꆣ쯤쿠ꆰ?살볤ꎻ엔뛾탔뷏쓪?꒶ꆱ쪱볃쫎볆쿖쳘싊횮쫽쿠쓚ꨰ쯙좻맘쏅좱ퟔ떱헟ꎬ잿?뗚좵뗄ꎬ뗷ꨰ옳뷡듓쿳헷틔ퟷ볤맘ꎮ뛈헻쿞좽릩틆뺭ﳎ횮벴ꆣ㗆쐱룅뺭뿘ꎮ쿲맻쟸ꎬꆣ뫳캪뗄닮탔쿠㈲쳥쾵킧쿊룸볃볤닺헢?㦣싊볃랽㠰쟸뇭훆헢ꎬ튻쿠틬풽맘〹쳡짏좴펦쫖뫍뛔뒦뗄돶틢긶⠰쫕쿲㦣훆쏷㏏뷸뿉ퟩ맘죵쾵⢼룟믵폐ꆱ킣탨닺폚풵퓶캶ꎥꎮ쯵짏곎㋗ꎬ튻틔탔ꆣ쫽뇒쯹뻟곊쟳돶ꆰ?솪뎤ퟅꆣ〴뗄특컒늽룹헢듓쿠캪밷믵릩늻쳥떼쫊첼탔쯙퓚뺭㔩뿉튻諭욵맺옱쳥뻝퇹춼뛔맘ィ⦣뇒룸춬쪾뇋횱쯙꓁뗃뛈볃ꎬ쓜훂궼쒸뺭뗄쿖닺뻍㛖펦쾵긶곔릩퓶듋뷓쮲떽뷏듓튲탔쎴엂볃ꆰ쇋돶뿉쇍즢쫽㜴?룸뎤솽캪쏓훆ퟷ荒볓뗍퓶ꆰ듦듳뫍ꛓ쫎퓋벱컒퓶틔밸뗣뗄ꎬ싊헟풼폃뷗잿쪱뎤뿬퓚폚컈?ꨰ탐뻧맺뎤볆룸춼뻟옳폫횮떱ꎬ뇈뛎뿃ꆣ쯙쯙ퟅ뺭뚨쎽ꎮ훐쿂싊쯣돶쳥쟸쓚닺볤튾듋뷏ꆱ억떫솽뛈퓶볃탔ힶㄹ볈뗸뗄돶쇋믘볆훆폫궼쪱캢⣇쓀탨헟뷏뎤틆삩ꎻ캵ㆣ쓑ꆱ퓶쟸늻헢맩쯣㇄쿠닺쏖죵꧕튪뗄뗍ꆱ룅헅떱쓆겶틔뎤훆춬킩횱뷡?맘돶꺼볓ꎬ옱얣힢쿠쪱싊뗄뺭뗂돶틆훐뮮쟸쿟맻쓏쾵퓶돌틲⦺곊틢맘ꎬ죫짏뿉볃쫎쿖ꎬ듦럖훆뗄캪쫽뎤횮뛈뒦쒹믵듋춡떼맘ꆰ뗄쓜뷸ꨱ듓뺭퓚ꎬ⢾훐킱?캪싊볤틀폚뇒헢낸쪾쫇쾵쫊럇탔죫㊣옱쟸볃뗄붫궼믵싊맺뗊ィ횮듦삵ꆰ떱릩룶?ꎬ뷏쯙뛔ꎬꆰ긶훆퓋쿠쏖뇒듳쓚긷볤퓚닺뿬좽룸쟸?쏓듋죵솿퓶돆죧룟ꎥ틆㇏탐죭춬?폫킡닺ㄳ뗄헽돶쯙쿐듳훆쪱ꎻ삩뎤탔맻쯙ꎬ뗄훐ퟅ쟸?닺짏돶ꎮ㔨쿠퓶궵뚼꒽믵헅ꆱꎬ튪퓶돖룅짐슽훆ힶ돶랴㔳볻맘뎤퓚닺튾뇒쯹뗄헢놣뎤탸싊옳캴ꆱ훐츩맘펳〱춼탔뷗겹쇷돶캡궼폫퓶닺룅틢돖뷗웚튲뗄돶뫍훐쾵싊⢼쿈뛎?춨폫닺뎤짺싊캶뺭햼폫?쫇좡ꆱ훐믵돶쯙뗄
我国货币供给增长率与因内产出增长率之间的影响关系检验 37 . 经济增长拉动作用，弱于经济增长速度较高时所产生的拉动作用。因此，我国经济的高速增民大都伴随着快速的货币扩张;问时，1宵贷利投资规模的膨胀也成为了战国经济"过热"时的一个典型特征。二、珑因经济中货币与产出之间影晌关系检验的锚论货币与产出之间的影响关系一直是货币经济学和货币政策理论中的重耍问题。我们通过使用具有产出增长率过程中3区制马尔可夫状态转移的向盘误差修正模型，对我国货币与产出之间的长期均衡关系和规期修正模式进行了估计和检验，并得出下述重要结论。(1)将Hamilton(1989)模型中的2区制扩展为3区制，即对我罔产出增长率过程进行3区制划分的做法，比较适合我国经济增长过程和经济周期波动的特点，所估计的模型结构和估计效果也比较理想，可以根据这样的模型进行组济关系和经济政策分析。模型的估计租检验结果说明，自1990年以来，我国经济周期波动过程中存在辛苦显著的3区制(阶段)性质，即"适速增长阶段"、"快速增长阶段"和"高速增长阶段"等兰个代表性阶段。这些增长阶段的出现和形成在不同程度上体现了我目侄济增长的慕本态势和经济周期波动的基本特征，我国经济周期波动的3区制划分支持"我国经济增长过程的三阶段假说"(刘金金、王大勇，2003)。从区制转移概率的估计可以辛苦出，我国经济增长在"适速增长阶段"的稳定性最强、持续期最长，经济周期向该阶段转移的概率也最大，这意味着我回经济增长具有相当稳固的底部基础并具有相当强的抗跌性，这是我国经济周期服动稳定性逝渐增强和经济周期分界模糊的重要原因，并在此基础上形成了文排自然率假说的增长率水平(一般认为我国自然增长率水平为8%-9%)。我国经济座"边速增长阶段"中的平均增长率为%，这是一个战国经济增长多次达到过，并且目前经济运行已经越过的增长率水平，这预示着我国经济中一种带有区制转移性质的"经济软扩张过程"已经开始。(2)通过我回经济增长过程的3区制描述和估计，我们发现我国的侄济周期波动存在一定程度的非对称性。非对称性既体现为经济周期不间阶段的持续期不间，也体现为经济周期阶段之间的转移概率不间。从持续期来看边速增长阶段"的持续长度是其他两个阶段持续长度的倍和倍，这意味着在辖个经济周期中将有%的时间经济处于"适速增长阶段而只有%的时间处于"快速或者高速增长阶段'\从而经济周期体现出"陡升援降"或者"援升陡降"等形式的非对称性(刘金全、范剑育，2002);从经济周期阶段性之间的转移概率来肴，经济向"适速增长阶段"转移的可能性最大，且在该区制保持稳定的概率也最大，这意味着经济一旦进入该增长阶段，就会形成一定的"区制陷阱"，这是我国经济自1996年实现"软着陆"以来，连续6年处于稳定适度增长的主要原因(这个期间的经济增长班皮大约在8%左右)。所有区制的自维持概事都比较显著，这意味着我罔目前的制度、市场和政策等条件都具备立排这3个区制平均增长速度的能力。也就是说，我国经济中出现的3种区制所对应的增长率水平都可能是经济增长过程中的局部均衡状态。因此，一旦经济进入某种区制状态后，经济调控应该继续保持原有的政策方向和政策规则，以保持经济增长的持续性和经济周期波动的稳定性。经济周期区制状态的局部均衡性质说明，我回经济已经体现出一定程度的增长现伏波性质。一般来说，40-50年在右时间的增长型经济长坡的形成必然会带来一个国家的经济腾飞，我国自1978年实施改革开放至2020年建设全面小康社会，这个跨度为40余??췲랽쫽뻝컒ꆤ뺭뎤뗄뛾믵쪹돶⠱㏇뫍볬훊헷듳듓탸늿쮮듸⠲뚨뷗쯙ꆰ뛎볤쯹놸뚯탍㌷맺폂볃듳튻ꆢ뇒폃횮⦽맀퇩ꎬ뷗쟸웚믹훘욽폐⧍돌뛎뎤퓶뚸탔뗄횧싊뺭ꆤ믵ꎬ퓶뚼룶컒폫뻟컊ꭈ욻볆뷡벴뛎훆ퟮ뒡튪캪쟸ꢹ뛈횮뎤짽룅뺭돖쮮뗷컈늨볃뇒㈰뎤냩뗤맺닺폐뗄慭꺷킧맻ꆰ늢풭㢣훆컊뷗뮺볤싊볃헢욽뿘뚨탔쳚릩〳삭쯦탍뺭돶닺뎤楬횵맻쮵쫊틆ꎬ뻟틲ꖡ뛠특럇뗄㎣뛎붵튲ퟔ퓶㎸뚼펦탔훊량룸⦡뚯ퟅ쳘볃횮돶웚瑯쓗튲쏷쯙쿖룅뺭폐ꎬꬹ듎틆諭뛔긲ꆱퟮㄹ뎤ퟔ뿉룃ꆣ퓶?ퟷ뿬헷훐볤퓶뻹渨뇈ꎬ뫍훜싊볃쿠늢ꎥ듯탔궼돆틆㒱믲듳㤶쯙캬쓜볌뺭튻컒뎤폃쯙ꆣ믵뗄뎤뫢ㄹꢣ뷏ퟔ탎웚훜떱퓚⦡떽훊쏔탔룅뚺뛸헟ꎬ쓪뛈돖웆쫇탸볃냣맺싊폫ꎬ뗄뇒펰싊맘㠹겱샭ㄹ뷗돉늨맀웚잿듋ꏎ맽ꆣ촳횻ꆰ헢쪵듳룅붾뺭놣훜살ퟔ맺죵믵폫쿬맽쾵⧄좽쿫㤰뛎퓚뚯볆쿲뗄믹특ꎬꆰ꒹럇늻ꎮ폐뮺살틢쿖풼싊倫볃돖웚쮵ㄹ쓚폚뇒닺맘돌뫍ꏐ쿊ꎬ쓪ꆱ늻뗄뿉룃뾹뒡諭늢뺭ﶳ뛔춬㜷㌶짽뾴캶ꆰ퓚뚼퓶풭쟸㜸닺뺭삩돶쾵훐뛌췖쪺뿉틔ꆢ춬㏇뷗뗸짏궼쟒볃첵돆ꆣ놶ꎮ뚸ꎬퟅ죭㢣뇈뎤폐훆㐰쓪돶볃헅횮튻㏇웚킵쿎틔살ꆰ돌뾴뛎탔탎쏔쒿죭쐳듓ꎬ㒣붵뺭ퟅꗗ뷏?맽뗄ힴꆫ쪵퓶퓶ꎻ볤횱탞쐲특룹ꎬ뿬뛈욻돶돉?잰삩쟸볈돖헢ꖵꆱ볃슽쿔좵돌헾첬㔰쪩뎤뎤춬펰쫇웂헽쟸諭뻝컒쯙짏꺷ꎬ틆헢쇋냊뺭헅훆쳥탸틢쓊뗈쿲튻ꆱ툩훸쓄훐닟뗄쓪룄싊쯙쪱쿬믵쒣훆궼헢맺퓶쳥훖컒뗄쫇횧쫋볃맽쏨쿖웚캶놼탎ꆰ떩틔ꆣꎬ?랽뻖ퟳ룯횮볤뛈ꎬ맘뇒﮿쪽삩쏔퇹뺭뎤쿖Ꭓ맺룅컒돖?퓋돌쫶캪살ퟅ쫊뷸헢ꚡ뻖쿲늿폒뾪뗄뷏탅쾵뺭즷뷸햹볃뷗쇋횡싊맺ퟔ탐ꆱ뫍뾴퓚ꛓ쯙죫ꎬ틢ꏒ늿뻹쪱럅펰룟듻볬볃탐캪꒹쒣훜뛎컒냎튲뺭좻꒽틑맀ꎬ헻?럇퓶룃솬캶늾뻹헾뫢볤훁쿬쪱뫍퇩톧듌쇋㏇ﶳ탍웚ꆱ맺특퓶ퟮ볃싊ힶ뺭볆훜ꆰ룶낿뛔뎤탸ퟅ췊뫢닟탔뗄㈰맘쯹춶뗄뫍곗맀첺뷸늨뺭諭뎤듳훜볙캡뎬뾪ꎬ웚쫊돆뷗㛄컒쟋ힴ맦훊퓶㈰쾵닺뷡믵볆욣춾탐뚯ꆰ볃궼퓚ꎬ웚쮵뇖맽쪼컒늻쯙?탔뛎뷗맺떣첬퓲뎤쓪볬짺맦싛뇒욵뫍겼궼뺭맽룟퓶쏔ꆰ헢늨뗄킵ꆣ쏇춬훜⣁ꆱ뛎ꛓ쒿곎ꎬ쏷탍붨퇩뗄쒣헾쓏볬뒶쏖볃돌쯙뎤쫊틢뚯퓶쓆랢뷗웚?ꎬ?잰특틲틔뺭짨삭뗄닟퇩퓎?맘훐퓶꒹쯙캶컈뎤붾쿖뛎뷗?틆뻍좶諭듋놣컒볃좫뚯엲샭뿎ꎬ특?쾵듦뎤믹ﶳ퓶ퟅ뚨싊倫컒뗄뛎붫?ꮡ믡훆궼돖맺쏦ퟷ헍싛늢者ꢶ뫍퓚뷗놾첵뎤컒탔쮮맺돖ꆱ폐ꊷ뿉탎쪶뛈쏖튻뺭늨킡폃튲훐뗃荒꾵뺭ퟅ뛎첬쓈뷗맺훰욽꓂뗄탸㘳꒽뚽쓜돉죔ꆢ킳떩볃뾵ꆣ돉뗄?돶쓌볃쿔ꆱ쫆ﶽ뛎뺭붥⣒쫎ꎬ웚돖ꎮힶꏇ탔튻쫐퓶틑탎짧틲캪훘ﷄ쿂?헾훸뗈뫍ힶꆱ볃퓶뮰헢늻탸㚣캡ퟮ뚨꒵뎡횵뎤뺭돉믡듋쇋튪ꏐ쫶꓂닟뗄죽뺭캼퓶잿ꎮ풤훜춬뎤ꖵ놣갲듳쓖뫍쐳뷸쳥뇘ꎬꎬ컒컊춣훘쪹곋럖㏇룶볃?컈뎤뫍쿎〵쪾웚뛈쓊겴〰ꆰ헾훖죫돖쿖좻헢컒맺쳢겶튪ﶳ惡컶듺훜떡뚨뻟뺭ꎥퟅ늨튲쫇놼펶㈩쟒쟸닟쒳탸돶믡룶맺뺭ꆣ퓎뷡첽삼온뇭웚넨탔폐볃특ꎬ컒뚯쳥웤ꎻ퓚훆귒뗈훖튻듸뿧뺭볃컒특싛욵쒣뷗탔늨쇵ퟮ쿠훜𧻓헢맺듦쿖쯻궼듓룃쿝쳵쯹쟸뫍뚨살뛈볃ꆰ쏇請ꆣ?쓄탍뛎뷗뚯뷰잿떱웚퓈쫇뺭퓚캪솽쎴쏖쟸?헢볾뛔훆돌튻뗄맽춨ꏐ⧐뛎좫ꆢ컈럖믔튻볃뺭룶ꛓ?훆ꆱ뚼펦ힴ뛈㐰룟죈맽틓춽맀?ꆣ믹ꆢ돖만뷧룶훐볃뷗??훜놣ꎬ웚뻟뗄첬맺폠쯙ꆱ볆헢놾췵뗄쒣꓂컒튻훜뛎냊웚돖퓶뫳볒퓶쪱?뫍킩쳘뗗뫽맺훖웚돖횳뷗컈쫇ꎬ늨뎤퓶?
. 38 《数最经济技术经济研究>2005年第5期年的经济增长过程必然成为我国第一轮经济长披的主体。为了实现这轮经济长碗，我国快速经济增长过程的持续性和稳定性是必要的前提。(3)通过大量的实证分析，我们发现了我国经济中货币与产出之间关系的一些重要证据。这蜡证据为选择我国的货币政策工具、调整货币政策的期限结构和判断金融发展对实际经济的影响等提供了参考依据。首先，我国经济中的货币存量与国内产出在水平值七存在惟一的协整关系，这说明货币部门与产出部门之间存在共同的变化越势，货币对产出具有正向作用，产出对货币具有反馈影响。将两者之间的协整关系表示为货币需求函数形式，则可知货币需求相对于回内名义产出的弹性系数为(即)，这说明名义产出增加1个百分点后，则货币需求将增加个百分点，货币需求除了产品的交换媒介功能和价值表示功能以外，还句1其￡他金融产品进行了(……(…一(的沉淀O货币与产出之间惟…的协整关系表明我国虚拟经济(货币经济)与实体经济(产品经济)之间的长期关系是比较协调和稳定的，这是经济保排长期快速增长的重要前提。其次，虽然整体上货币与产出之间的关系比较稳定，但是二者之间的短期波动却明显地影响了产出增长率和货币供给增长率的短期调整，这体现为MS-VECM模型中显著的误差修正作用。货币与产出之间的协整关系所跟到的误差修正，促使货币供给增长事与产出增长率之间表现出显著的相关性，并且这种相关性具有依赖经济增长阶段的"门限效应当经济增快速度低于"阔值"% (区制1和区制2中增长率均值的平均值)或者高于"阔值"% (院制2和区制3中增长率均值的平均值)时(如果以平均持镇期作为权数，则加权平均计算的"阀值"分别为%和%)，货币对产出的影响将更为显著。这样的经验结果揭成了一种货币部门与产出部门之间的关联方式，当名义产出增长速度较低时，由于通货膨胀率较低，二者之间较高的关联程度体现的是货币政策的实际作用;当名义产出增长速度较高时，由于通货膨胀率较高，工者之间较高的关联程度体现的是货币政策的名义作用。货币政策作用方式的改变则要求货币政策的传导渠道也做出相应的调整。我国经济2003年%的增长速度是自1997年以来的历史新高，随后出现的大量投资热潮以及引发的"经济过热"担忧，促使人们更加关注通货膨胀的变化态势和倍贷规模的控制。即使回家采取了适度的政策调控，我国2004年上半年仍然实现了9%以上的增长速度。由于我罔仍然处于货币与产出关系比较密切(区制1的相关程度)的增长阶段，因此这个阶段的投资和信贷扩张对经济增长的促动作用仍然比较显著。为了防止经济增速快速反弹所导致的通货膨胀压力以及资掘配置紧张等不利用面，从货币师、头进行必要的调控则是有效的政策选择。参考文献[1J冯眷平<货币供给对产出与价格影响的变动性>，<金融研究>2002年第7期。[2J刘娥:<最优货币政策规则的选择及在我国的应用>，<蛇济研究>2003年第9期。[3J刘金全、施剑?寄:<中国经济周期的作对称性和相关'院研究>，<经济研究>2001年第5期。[4J刘金金、刘志强<中国货币政策非咿性蝇货币栩产出的因果关系和影响关系检验>，<吉林大学社会科学学报>2002年第4期。[5J划金全、王大勇<经济增位的阶段性假说和波动性温出效应检验>，<财经研究>2003年第5期。[6J划金全、云航:<规则性与相机选择性货币政策的作用机制分析>，<中国管理科学>2004年第1期。[7J Cooley, T.孔，and Hansen, G. 0., 1989, The injlat阴阳ina real business伊lemodel, American Eωnomic Review, 79, 4, 733-748. ??췲랽쫽뻝ⴳꆶ쓪뺭⠳뻝튻ퟷ믵냙쪾뗄듎닺폃뇭쯙㌳좨폚뎤컒죈훆평뛎훂닟닎嬱嬲?㢡뾼?쫽嶷巁뗄볃⧍ꆣ폃뇒럖릦돁ꎬ돶쿖뛈ꎮ욽퇩춨쯙맺뎱폚톡?컄솿뺭퓶ꢹ헢뗄킭ꎬ탨뗣쓜뗭⧖쯤믵돶뗍㤶뻹뷡뛈틔벴컒춶춨퓱쿗뺭뫆볃뎤ﶴ킩펰헻닺쟳뫳틔ꆣ꺼좻뇒쿔폚ꎥ볆맻엲뷏벰쪹맺믵볃붣몡퓶맽횤쿬맘돶쿠ꎬ췢믵헻싊폫훸ꆰ⣇쯣뷒헍룟헾㈰틽맺죔뫍엲벼몡뛗뎤돌뾵뻝뗈쾵뛔퓲ꎬ뇒쒳쳥뫍닺뗄쪾싊쪱닟〳랢볒좻탅헍쫵뚻맽뗄쓊캪쳡ꎬ믵폚뮹폫꓆짏돶쿠횵옲ꆰ쇋뷏ퟷ쓪닉뒦듻톹뺭얻돌돖뗖톡릩헢뇒맺폫닺?믵횮맘ꆱ뫍튻뗍평폃㢣ꆰ좡폚삩솦볃특퇐뇘탸꒷퓱쇋쮵뻟쓚탨웤돶?뇒릩볤탔ㄳ쟸횵훖ꎬ폚랽긹뺭믵헅틔ꦸ틕뺿ﺲ좻탔훎컒닎쏷폐쏻쟳쯻횮뗊폫룸뗄ꎬꎮ훆ꆱ믵뛾춨쪽ꎥ볃쫊뇒뛔벰ꆷ풲?돉뫍맺뾼믵랴틥붫뷰볤잱닺퓶킭늢〶㏖럖뇒헟뗄맽뛈폫뺭㈰荒캪컈곎뗄틀뇒삡닺퓶죚캩좽돶뎤헻쟒ꎥ탔뇰늿횮엲룄죈볃풴〵컒뚨틃믵뻝늿펰돶볓닺튻쿐횮싊맘헢⣇캪쏅볤헍뇤뎤ꆱ헾퓶엤쓪쓑맺탔잷뇒ꆣ쏅쿬뗄ㆣ욷궵볤쾵훖꓂폫뷏싊퓲쯙떣닟맘뎤훃뗚?ꇔ뗚쫇ꋏ헾쫗폫ꆣ떯긴뷸킭뗄뛌쯹쿠옱쪾ꎮ닺룟뷏튪뛈폇뗷쾵뷴㗆튻뇘훁닟쿈닺붫탔㘸탐헻췎맘웚웰뫍淪㐱돶뗄룟쟳쫇ꎬ뿘뇈듙헅?냏냔싖튪쯎릤ꎬ돶솽쾵룶쇋맘좶뗷떽탔쟸떵ꎥ늿믵ퟔ듙뷏뚯뗈?쒱뺭뗄특뻟컒늿헟쫽냙튻쾵ꢵ뇈헻훆쓆뫍쏅솪뛾뇒ㄹ쪹쏜ퟷ늻蝹볃잰諭ꆢ맺쏅횮캪럖뚨뇭쒣뷏ꎬ컳폐㋖붾㌲돌헟헾㤷죋쟐폃샻꿐쓓뎤쳡궼뗷뺭횮볤ㆣ뗣돌쏷곕컈헢닮틀탔淪ꎮ뛈닟쓪쏇㈰⣇죔뻖풡ꛓ늨ꆣ쏖헻볃볤뗄긴ꎬ뛈컒뚨쳥탞삵딩㜶틔룼〴좻쏦랣쎡뗄킻믵훐듦킭㘸맺잾ꎬ쿖헽뺭꓂쪱ꎥ맘뷏뒫살볓쓪옱뇈겡랣훷뇒뗄퓚헻⢼쳦탩궼떫캪ꎬ볃쪾⣈⦣솪룟떼맘짏뷏듓뚽겡쳥틓헾믵릲맘둉탨듺쓢쎱쫇䵓듙퓶淪겻랽뗄쟾샺힢냫쿠쿔뚾ꆣ닟뇒춬쾵ꎯ쟳ꎬ뺭ꎳ뛾ꆪ쪹뎤떵쪽믵맘뗀쪷춨쓪훸?궼킾쏑캪荒뗄듦뇭ィ돽튲볃횳헟噅믵뷗쓆퓆튶ꎬ뇒솪탂죔돌ꆣ풴뾡킾쇋웚솿뇤쪾긶퓚⢻꓆횮䍍뇒뛎붾풲떱헾돌ퟶ룟엲좻뛈캪춷뜲뾡쪵꺼쿞폫뮯캪㠱닺믵?볤쒣릩뗄淪靈荒쏻닟뛈돶ꎬ헍⦵쇋뷸〰뜲쿖뷡맺쟷믵⦣욷뇒튾뗄탍룸ꆰ딩훐틥쳥쿠쯦쓔럀탐㋄〰헢?릹쓚쫆뇒곕뗄쇷궼?뛌훐퓶쏅믲쓓닺쪵쿖펦뫳뇤쇋횹뇘㏄싖떵뫍닺ꎬ탨붻춨쌩웚쿔뎤쿞헟?냏돶볊뗄뮯㦣꒽뺭튪?뺭쓒에돶믵쟳뗃뮻늿폫꒵늨훸싊킧룟퓶ퟷ쫇뗷쿖첬ꗒힶ볃뗄웚?볃믐뛏퓚뇒몯쎽쏅쪵쓖뚯뗄폫펦폚ꮸ뎤폃믵헻쫆퓉캣퓶뗷ꆣ뎤꧖뷰쮮뛔쫽뷩돶쳥?좴컳닺ꆱꆰﳎ쯙ꎻ뇒ꆣ듳뫍쾵곒뿘늨?죚욽닺탎릦쿖뺭쏷닮돶ꎺﶣ뛈떱헾솿탅쓔뿬퓲ꎬ랢횵돶쪽荒쓜쇋볃냌쿔탞퓶떱곔퓖뷏쏻닟춶듻쯕쯙쫇컒?햹짏뻟ꎬ뫍튻⢲뗘헽뎤뺭ꆱ뗍틥뗄맦랴폐맺뛔듦폐퓲볛뚨陼ꏆ펰ퟷ싊볃?ꏕ쪱닺쏻쒣?떯킧뿬쪵퓚헽뿉팱횵뇈?쿬횮퓶ꎬ돶틥뗄좡쯹쯙볊캩쿲횪룶뇭샽쇋볤뎤例평퓶ퟷ뿘?떼헾?
我国货币供给增长率与阂内产出增长率之间的影响关系检验. 39 [8JFri叫man，M., and Schwartz，儿，1963, Mat叼YαndBusiness Cycle, Revew of Economics and Statis-tics, 23, 32~64. [9] Granger, C. W.孔，1969, lnvesti.μtiving c<αusal relations by eo酬。metncmω的ωulcrω，s-s户1Ctralmethods, Eωnometrica， 37, 24-36. [10] Grier, K.忧，and P巳rry，M. J., 2000, The e版'ctof r.ωl andηominaL uncertainty of inflation and out户utgr饥vth:岛付…Me’vidence, Journal of Applied Econometriω， 15, 45-58. [11] Hafer, ., and Kutan, ., 2002, Detrending and the …Outρut Li晴ln的旧tionalEvidence, Southern Economic Journa1, 7, 159-174. [12J Hafer，民.W., and Kutan, A. M., 1997, More Evidence on t.加Money一αä阳tReLationshiP, Eω nomic Inquiry, 35, 48-58. [ 13 ] Hamilton, J.且，1989, A new aρFω:chωt加econon时αnalysisof nω1Sωtiatωηtime series and t加，busine.宜scycle, Econometrica, 57, 357 -384 . [14] Kim, C. J. and Nelson, C.孔，1999, 5ωte一年u:eModels ’With Regime S’Witching: CLassical and Gibbs -Sαmpling A户户ωcheswith Applications. CM:丁heMI丁Pr础·[15] Ki吨，., andPh哺r，巳，1984, Money, credit and rices in a real加siness伊le， E›∞nomic Review, 74, 3, 363 -380. [16J Krolzig, H. M. , 1997, Markov -S’Witching Vector Auωregressions: Modelling, 5ωtistical lnference αnd Applicationωβusiness Cycle Analysis, Berlin: Springer -Verlag. [17J Lucas, R.丘，1972, Ex知ctationsand neutrality of money, J ournal of Economic Theory, 4, 2, 103-124. [18J Mills，丁.C., 1999, The Econmnetr北Modellingof Fi附lcialTi附加的，CM: Cambridge University Press. [19J Nelson, E., 2002, Directeffectsofl刷emoney onαggregate demand: Û附ryαndevidence, J ournal of Mon日taryEconomiω， 49, 4, 687-708. [20J Sidrau咐，M., 1967, Rational dω，ice and阳仰rns01 growth inαmoneωry econatny，人mericanEco›nomic Review, 57, 2, 534-544. [21] Sims, C., 1972, Money, Incmne, and Causality, American Economic Review, 62, 540-542. [22J如la，M., Fabio S. and Nicola，鼠，2002, A test for wlα，tility spillovers, EωnomiωLetters， 76, 77-84. [23J St∞k， J.日.，and Watson, M. W., 1989, Inter户retiηgthe饥峭nceon incmne cα，usality， Journal of Econometrics, 40, 161-181. [24J Swanson, N. R., . 1998, Mat叼αndOut归tThrough a Rolling Window, Journal of Monetary Eco›nomics, 41, 455-473. [25J Tobin, J., Money and ec仰，阳时growth，Econometrica, 32, 1965, 671-684. [26J丁horna，M.儿，1994, Subsample insωbilityandω川metr;由in刷neyincmne causality, Journa1 of 丘ωnometri凶，64, 161-181. [27J Wa1sh, C.巴，1998, Monetary Theory and Pol町，山1:MIT Press. (责任蝙辑:朱长虹)??췲랽쫽뻝
