宏观谨济研定2014年第10期
增量形式的货币数量方程式
研究及其实证分析冰
宋一淼 亓 欣 赵 洋
内容提要 本文在对以Fisher和Friedman提
出的存量货 币数量方程式分析的基础上，建立
了一个新的增量货 币数量方程式。当方程式中
的变量以变化率形式表示时，增量货 币数量方
程式中货币的超额增长率代替了存量货币数量
方程式 中货 币的流通加速度。通过对 1991—
2009年中国的数据进行实证分析 ，发现在增量
货 币数量方程式下，各类货 币如 M0、M1、M2
等，货币的超额增长率与通货膨胀率之间的线
性相关关系很强且很显著。
关键词 存量货币数量方程式 增量货币数
量方程式 超额货币增长率 通货膨胀率
货币数量方程式的研究至少可以追溯到17
世纪末到 18世纪(Humphrey，1984)。这个时期 ，
英国从事货币理论研究的学者Briscoe(1694)和
Lloyd(1771)提出了一个均衡价格水平决定模型
M=PQ，这就是最初的原始货币数量方程式 ，这
里，P表示价格水平， 表示货币存量，Q表示与
货币进行交易的货物的数量。
显然 ，原始货币数量方程式仅仅适合交易
货币周转速度V=l的情形。进入20世纪之后，人
本文得到国家社会科学基金项目(12CGL1 14)的资助。
22
们逐渐地放弃了原始货币数量方程式 ，而将关
注的重点转移到了含有货币流通速度 的货币
数量方程式上来。
Fisher(1911)提出了一个交易货币数量方程
式，他假设在一个给定的年度，对于一个给定的
社区，消费者花费在货物上的支出总额为E，平
均的货币总额为M，那么，在货物交易过程中平
均的货币周转速度就是 V=E／M。另一方面，假设
社区中所有交易商品的数量之和为 ，所有交易
商品的平均价格为P，存在E=PT，则完整的交易
方程式为 P 。
Pigou(1917)提出了一个不含有货币流通速
度 的现金余额货币数量方程式M=kPY，也被称
为剑桥方程式，因为如果假设 V=l／k，则与Fisher
的交易货币数量方程式形式完全一致。这里 ，y
表示实际收入，P表示价格水平，Py表示名义收
入 ， 表示人们持有的现金量 占名义收入的比
率， 表示货币需求 ，它是名义收入和人们持有
的现金量占名义收入比例的函数。
Friedman(1956)提出了一个具有相似形式
的收入货币数量方程式，虽然其意义与Fisher的
交易货币数量方程式明显不同，但是也采用了
货币流通速度概念，以确保方程式两边的平衡。
Friedman的收人型货币数量方程式为 MV=PY，
其中，PY代表包括所有财富形式的名义总收入 ，
宏观锃济研充2014年第10期
一 般用名义国民收入来代替；Y代表包括所有财
富形式的实际总收入，一般用实际国民收入来
代替 ；P是一般价格水平 ；V是货币相对于国民
收入的流通速度 ；M是最终的财富所有者所直
接持有的名义货币总量。
表面上看来 ，Fisher的交易货币数量方程
式 、Pigou的现金余额 货 币数 量方程式 以及
Friedman的收入货币数量方程式都考虑了货币
流通速度 ，因而完全不同于原始货币数量方程
式。但是，由于他们假定在长期或者短期内货币
流通速度 是固定的，这就与原始货币数量方程
式的区别不大。
在Fisher的交易货币理论下，他假定方程式
中 是外生的， 是制度和习惯的函数且独立于
其他变量， 也独立于其他变量 ，流通中货币供
应的外部变化是冲击的基本来源；由于制度的
变化是缓慢的，因而货币的流通速度在长期内
是稳定的，根据 的外生性，如果 T／V被固定，则
提高货币数量将带来平均价格P成比例的升高，
因而从方程左边到右边具有因果变化的特征。
在Pigou的现金余额货币数量方程式下，k
的变动取决于人们对于持有财富形式的态度，
例如，人们既可以选择保持现金，也可以选择保
持用于生产的实物，还可以直接进行消费，如何
选择，依赖于人们对于持有财富形式的嗜好。他
假定经济处于均衡状态时，国民实现充分就业 ，
货币的需求等于供给，人们的实际收入水平y是
外生的，因为在一定时期内交易方式或支付方
式是不变的，所以可以假定短期内k是固定的，
因而提高货币数量将带来价格水平P的升高。
在Friedman的收入货币理论下，他假定货币
数量方程式既是一个完整的名义国民收入均衡
水平的决定模型 ，也是一个货币的名义存量的
决定模型或者货币需求函数的决定模型，货币
的名义存量等于货币需求量，在名义国民收入
均衡水平上，货币供应量是外生的，价格水平基
本上是由货币供应的增长率来决定的，利率水
平由劳动生产率等因素独立决定 ，决定流通速
度 的因素如收人和利率是稳定的，货币需求对
决定 的因素缺乏弹性，实际产出达到了它所能
够达到的最大值，在这种情况下，货币数量的任
何增加都将导致价格的同比例或更大比例的增
加 ，货币需求函数是高度稳定的且不受技术性
条件、政治或心理因素的影响。
如果撇开不同种类货币数量方程式的经济
意义，对于任意给定的表示货币存量的变量 、
表示价格水平的变量P以及表示交易量或者实
际收入水平的变量Q，往往存在一个不等式M≠
PQ，在这种情况下，引入货币流通速度 这一概
念在数学上的最大功能就在于能够将不等式转
化为等式MV=PQ。所以，不论是 Fisher的交易方
程式，Pigou的现金余额方程式，还是Friedman的
收入方程式，其经济模型的重点都在于对货币
流通速度的定义赋予不同的意义；当他们发现
在进一步的分析中对于货币流通速度的解释比
较复杂时 ，就将其假设为在短期或者长期 内是
固定的，从而将问题简单化。这是以存量形式表
示的货币数量方程式的固有矛盾。如果考虑以
增量形式表示的货币数量方程式，假如定义一
个差额变量 足M=PQ+tIt，则可以通过对变量
的讨论来代替对变量 的讨论，从而解决必须
假定货币流通速度 为固定这一问题。
本文的重点就在于从理论上推导出以增量
形式表示的货币数量方程式及其相关形式 ，并
以中国 1991--2009年的数据为样本对其进行实
证分析。
二、文献回顾
对于以存量形式表示的货币数量方程式，
Fisher的交易货币数量方程式与Friedman的收
入货币数量方程式最具有代表性；但是，两者之
间也充满了矛盾。
Fisher与 Friedman的货币数量方程式最本
23
宏巩锃济研完2014年第10期
质的区别就在于两者所定义的货币数量表达了
货币的两种不同职能，其中，Fisher的交易方程
式 重点 在于体 现货 币的交易媒 介职 能 ，而
Friedman的收入方程式重点在于体现货币的储
藏手段职能。在一段时期内，平均来说货币总量
中总是只有一小部分作为交易货币而另一大部
分充当贮藏手段。实际中货币交易量相对于货
币存量来说要小得多。
Fisher与Friedman的货币数量方程式中所定
义的货币流通速度也具有不同的性质，随着时
间的推移，Fisher的交易流通速度持续上升，而
Friedman的收入流通速度却持续下降，两者之间
的变化呈现出明显的发散性 (Biefang、Mariscal和
Howells，2009)。不仅如此，即使Friedman的收人
流通速度 ，实体经济与虚拟经济的货币流通速
度的差异化也非常明显(伍超明，2004)。有学者
认为，造成这种分歧的原因是Fisher的货币数量
方程式所遵从 的从左 向右发展的思维逻辑错
了，它使人们模糊了货币需求的客观性，所以应
该考虑从右向左发展的逻辑性(林继肯，1998)。
如果货币的变化在长期是稳定的，那么，货币流
通速度的变化率就必须作为这种变化的校正因
素同时被考虑，而不能假定为固定。
在引用Friedman的货币数量方程式时，由
于在实证分析中货币流通速度的变化不易被
解释 ，所以许多学者就直接将Friedman有关货
币收入流通速度为稳定的假定解释为货币的
收人流通 速度 的变化率 为零 ，例 如范从来
(2007)在 以Friedman的理论来解释 电国的货
币化“高差”(张杰 ，2006)现象时 ，就做了这样
的假设 ；但是 ，他们关于“中国高货币化之谜”
的解释却遇到了困难。也有许多学者在引用
Friedman的 货 币 数 量 方 程 式 时 ，直 接 将
Friedman有关货币流通速度为稳定的假定解
释为货 币的收人 流通 速度的变化率为常数
(Brand、Gerdesmeier和 Roffia，2002；Benk、Gillman
和Kejak，2009；Cosgrove、Singh和Sheehan，2008)。
24
这种理解都可能忽视 了货币流通速度的变化
对 于货 币数 量方 程 式 中其 他 变 量 的 影 响
(Mendizdbal，2004)。随着金融市场的快速发展
和金融制度的迅速变迁 ，货币流通速度的变化
已经不再稳定 。
在Friedman关于在长期中货币流通速度是
固定的这一假定下，Friedman关于货币与通货膨
胀共同成比例增长变化的假定得到了许多研究
者的支持 ，例如Lucas(1980)、Gupta和Moazzami
(1991)、Beach和 Cottrell(1992)、Duck(1993)、
Reynard(2006)、Nelson(2008)。但是，Friedman关
于货币与通货膨胀共同成 比例增长变化的假
定，也受到了很多研究者的质疑，例如Dwyer和
Hafer(1999)，Frain(2004)，Grauwe和 Polan
(2005)，Katrin和 Gerlaeh(2006)，Roffia和 Zaghini
(2007)，Binner等(2010)，伍志文(2002)，赵留彦
和 王 一 鸣 (2005)，陈 彦斌 、唐 诗 磊 和 李 杜
(2009)。研究还发现，货币因素也并不是造成价
格变动的唯一因素，例如Ajuzie等(2008)采用美
国1993--2007年数据证实，进 口对于居民消费
价格指数(CPI)的降低具有显著的作用。
Friedman关于货币需求函数是高度稳定的
假定 ，同样得到 了许 多研究者 的支持 ，例 如
Cosgrove和Marsh(2005)、刘斌和邓述慧(1997)、
苗文龙(2007)。但是，同样也受到了很多研究者
的质疑，例如Patinkin(1969)、Duezynski(2005)、
杨建明(2003)。
本文认为，Fisher与Friedman的以存量方式
表现的货币数量方程式在揭示货币流通与商品
交易、货币存量与国民收入之间的关系方面，已
经取得了巨大的成功。但是，由于他们的理论中
对于货币流通速度是固定的这一假定与实际差
距很大，所以在实证分析中产生了许多互为矛
盾的结果。要解决以上矛盾，单纯从以存量方式
表现的货币数量方程式本身去寻找原因，往往
难以奏效 ，而必须考虑以增量方式表现的货币
数量方程式的存在性及其意义。
宏巩锂济研完2014年第10期
三、理论模型
假设在国民收入均衡水平下 ，货币的供应
量与需求量相等 ，名义国民收人与名义总产出
相等。如果用变量 表示货币的需求量 ， 表示
货币的收人流通速度，P表示平均价格水平，y
表示以实际国内生产总值表示的实际总产出，
表示以名义国内生产总值表示的名义总产出，
那么 ，假设对于任意的时间变量t∈[0，T]，变
量 、 、P、y都是t的连续函数 ，并且在t∈(0，
)时是可微分的，则 Friedman存量货币数量方
程式为：
M(t)V(t)=P(t)Y(t) (1)
如果对方程式两边取对数之后 ，再关于时
间t取微分，则整理后就得到如下的关系式：
dM(t) dV(t) dY(t) dP(t) ，、
+ 可 +而 (2)
定义变量m(t)=dM(t)／M(t)表示货币的名
义增长率； (t)=dV(t)／v(t)表示货币收人流通速
度的增长率，它实际上是货币需求量M(t)的货
币收入流通加速度 ；7r(t)=dP(t)／P( )表示价格
水平的增长率，用以表示通货膨胀率 ；r(t)=dY
(t)／Y(t)表示实际总产出的增长率 ，用以表示实
际经济增长率 。那 么 ，以变化率形式 表示 的
Friedman存量货 币数量方程式就具有如下形
式 ：
m(t)+ (t)=r(t)+7『(t) (3)
在 以上关系中，加入与Friedman关于流通
速度的不同的假设 ，按照从右向左的视角，假设
r(t)和7r(t)为已知，那么 ，当货币流通加速时 ，
货币增长率一定会降低；当货币流通减速时，货
币增长率一定会上升 ，即货币的收人流通加速
度具有从相反的方向上制约货币增长率变化的
作用。显然 ，Friedman的假设 (t)=0仅仅是方程
式中货币流通加速度 (t)取值的一个特例。
因为名义总产出W(t)=P( )r(t)，则其微分
dW(t)所表示的名义产出的增量具有如下形式：
dW(t)=Lim{W(t+At)一W(t)}
△￡—}O
=Lim{P(t+At)Y(t+At)一P(t)r(t)}
△ {()[1+Tr=Lim P t 1 ( +At)] { ()l ( + )l
Y(t)[1+r(t+At)]一P(t)r(t)}
=P( )[1+7r( )]Y(t)[1+r(f)]一
P(t)Y(t)
= ( )[r(t)+(1+r(t))7r(￡)] (4)
假如变量 (￡)表示超额货币增量，等于货
币增量与名义产出增量之间的差额 ，那么：
(t)=dM(t)一dW(t) (5)
因此，货币增量dM(t)就可以表示为如下形
式 ：
埘 (￡)= ( )r(t)+ ( )(1+r(t))7r( )+ ( )
(6)
这就是我们所得到的增量货币数量方程
式。公式中，W(t)(1+r(t))表示实际经济增长总
量 ；W(t)r(t)表示实际经济增长增量；W(t)(1+r
(￡))7r(t)表示在实际经济增长总量基础上由于
通货膨胀而产生的虚拟增长增量。
假设货币流通速度 V(t)完全由Friedman方
程式M(t)r(t)= (￡)来决定 ；定义变量 ( )为
货币的超额增长率 ，表示超额货币增量与实际
经济增长总量之间的比率 ， ( )= ( )／[W(t)
(1+r(t))]；定义变量 (t)为货币的实际增长率，
表示货币增量与实际经济增长总量之间的比
率， (t)=dM(t)／[w(t)(1+r(t))]；定义变且p(t)
为消除了流通速度影响后货币的名义增长率，
它是货币的名义增长率与货币收人流通速度
之间的比率，P(t)：m(t) (t)=dM(t) (￡)；定义
变量r (t)为另外一种形式的实际经济增长率 ，
r (t)=r(t)／[1+r(t)]。那么：
m(t)= (t)(1+r(t)){r (t)+7r(f)+ (t)}
= (t)(1+r(t)) (t)= (￡)P(t) (7)
(t)=r (t)+7r(t)+ (t) (8)
25
宏观锃济研完2014年第10期
P(t)=(1+r(t)){r (t)+7r(t)+ (t)} (9)
它们就是三种以变化率形式表示的增量货
币数量方程式。定义变量卵(t)为货币的膨胀率 ，
它是货币的超额增长率与通货膨胀率的合计，叼
(t)：7r(t)+ (t)。那么，变量P(t)、r(t)、 (t)之间
具有如下关系：
1+p(t)=(1+r(t))(1+ri(t)) (10)
该公式表示 ，消除了货币流通速度影响后
货币的名义增长率p(t)，除了按照实际经济增长
率r(t)的需要增长之外，也会发生膨胀 ，具有膨
胀率叼(t)。货币的膨胀率 (t)对于名义货币增
长的意义，类似于通货膨胀率7r(t)对于名义经
济增长的意义，是一个非常重要的变量。
如果将 Friedman的存量货币数量方程式
m(t)=r( )+Tr(t)一v(t)与本文所得到的增量货币
数量方程式 (t)=r (t)+t7『(t)+ ( )之间进行比
较 ，会发现 ：两者之间在形式上具有高度一致
性 ，增量方程式完全继承了存量方程式反映货
币的增长率与经济增长率、通货膨胀率之间关
系的模式；增量方程式是一个恒等式 ，但存量方
程式不是恒等式；增量方程式用货币的超额增
长率~IF(t)代替了存量方程式中货币的流通加速
度v(t)；增量方程式用货币的实际增长率 (t)代
替了货币的名义增长率m(t)。
按照货币分类的不同，假设变量MO表示流
通中现金，MIO表示活期存款 ，M1表示狭义货
币，M1=MO+M10；假设变量M21表示定期存款，
M22表示储蓄存款，M23表示其他存款，M20表
示准货币，M20=M21+M22+M23；假设变量M2表
示广义货币 ，M2=M1 4-M20。假设用变量 i=MO，
MIO，M1，M20，M21，M22，M23，M2来分别代表
不同类别的货币，那么，在离散情况下，增量货
币数量方程式就具有如下形式：
△Mi． +1=IE +1+ (1+r +1)7rI+1+ ． +l (1 1)
那么，对于不同分类货币，其所对应的货币
的膨胀率为：
⋯+l=7r c+1+
．f+】 (12)
26
此时，不同分类货币的需求函数就可以表
示为如下形式：
。= ( ． 一 )+ (1+rf+1)(1+r／ +．) (13)
同样 ，在离散情况下，以变化率形式表示的
三种增量货币数量方程式就是：
，n +1= ， (1+ +1){r：+l+7r c+1+ ，c+1}
=
， (1+rt+。) +。= ， P + (14)
pi,t+l=rt+。+(1+ + )(7r + ． ) (15)
，
川 -r t+7r +
．川 (16)
经过变换，变量M1、M20、M2所代表的货币
的实际增长率为：
1． +1=~0o， +1+~1o，c+1 (17)
~2o，f+I 2l l+ 22，l+1+ 23， (18)
2，c+1=~0o，￡+t+qho，l+l+q~21，l+1+~22，f+l+ 23，c+l (19)
因此，变量M1、M20、M2所代表的货币的膨
胀率为：
Jlflfl+1=r：+lJI-~M0，f+1+r／Mlo1⋯ (20)
77朋20，Ⅲ=2rLl+叼 I．1+1+ 胞2．⋯-]-~M23，⋯ (21)
叼 ．1+l=4r，+l+叼肿'f+~+r／UlOll十1+77 1 If+1+7／~22，c+1+77m3．f+1
(22)
变量M1、M20、M2所代表的货币的实际增
长率也可以表示为：
1，c+l=2rl+l+叼啪，c+1+叼肘10，c+l (23)
心 lf+l=3r：+1+ IIl+I+'~M22，￡+I"1-'~M23，f+I (24)
，抖1=5r：+l+伽 ，件1+ M10，c+1+ 朋 l，c+1+r／~m，c+】+叼胧 f+l
(25)
变量M1、M20、M2所代表的货币的超额增
长率为：
I，l+1-r c+lt+ 肘o
，Ⅲ+77Ml0，Ⅲ一仃Ⅲ (26)
0，川=2r：+1+卵 1．1+1-JI-'~M22，川"4-'~M23，c+1—7r c+1 (27)
2，l+1=4r：+l+ 啪．f+l+叼MlO．t+l+77 1．抖1+77 22，f+】+TIM23，⋯
一 7rc+l (28)
由于货币M2是由五种子类别货币组成的
合成类别货币，所以它的超额增长率 ：与这五
种货币的膨胀率直接相关。因此，如果发生货币
化“高差”，即如果 >0，那么，由 的构成可
以看出，超额货币并不会全部转化成通货膨胀。
宏巩锃济研充2014年第10期
女口果77M。，f+1+叼 o，⋯+叼M21， 叩Ⅲ 2，c+】+叩 f23，f+】一7r c十】<0，习
么， 的大小主要由4r；+．决定，这时货币M2的
高货币化主要转化成了实际经济增长率。
四、实证分析
实证分析中所有变化率数据以中国 l991—
2009年的数据为样本。原始数据起始于 1990年，
主要来源于国家统计局《统计年鉴》以及财政部和
中国人民银行公开发布的数据。变化率除了实际
经济增长率数据以国内生产总值实际增长指数来
代替，取自国家统计局《统计年鉴》外，其余变化率
一 律由笔者通过计算得到。通货膨胀率以GDP平
减指数来代替。
第一，要验证的是，与以存量形式表现的货币
数量方程式相比，在以增量形式表现的货币数量
方程式下，货币的超额增长率与通货膨胀率之间
的关系，比任何其他变量与通货膨胀率之间的关
系相关性都更强、更显著。
为了避免伪回归，对主要的相关变量进行单
位根检验。对所有分类货币变量 M0、M10、M1、
M20、／1／／21、M22、M23、M2所对应的代表超额货币
增长率的变量 。、 。、 。、 ，、 、 ，、
以及代表通货膨胀率的变量7r的时间序列进行
单位根检验。表 1是检验的t统计值，其中，单位根
检验采用ADF检验(Dickey和Fuller，1979、1981)，
估计模型方程采用模型类型一(李子奈和叶阿忠，
2000)，滞后项及信息判断标准分别采用AIC准则
(Liew，2004)、SIC准则(Schwarz，1978)、HQC准则
(Hannan和Quinn，1978)。检验结果显示，除了 。
外，其余所有变量的一阶差分是稳定的。
表2列出了代表不同货 币的变量M0、M10、
M1、M20、M21、M22、M23、M2所对应的超额货币
增长率 。、 、 。、 、 ：、 ： 、 与通
表 1 1991—2O09年中国的通货膨胀率和有关货币的超额增长率的ADF单位根检验 t统计值
水平变量 AIC SIC HQC 一阶差分 AIC SIC HQC 单整除数
一 1．95* 一1-30 一1．95爿：， -3．56* -3．56* -3．56*
93" d(仃) I(1) (
0．05) (0．16) (0．05) (0．00) (0．00) (0．00)
一 1．41 -0．92 一1．41 -3．06* 一2．14 # 一3．06术
。 d( ) I(1) (
0．14) (O-3O) (0．14) (0．00) (0．03) (0．00)
一 0．133 一O．133 一O．133 一2．1O术木 一2．10水丰 一2．1O木水
lo d( ．。) I(1) (
0．16) (0．16) (O．16) (0．03) (0．03) (0．03)
一 0．15l -1．51 一1．51 -2-31术， -2．31籼# -2_31 #
。 d( 。) I(1) (
0．11) (0．11) (0．11) (0．02) (0．02) (0．02)
— 1．52 一1．52 一1．52 -3．59* 一3．59半 -3．59*
20 d( 。) I(1) (
0．11) (0．11) (0．11) (0．00) (0．O0) (0．00)
一 1．11 一】．11 一1．11 一1．23 一1．23 一1．23
。 d( ：．) i(2) (
0．22) (0．22) (0．22) (0．18) (0．18) (0．18)
一 1．76*籼 一1．76*$ 一1．76木丰木 -2．43籼 一3．65水 -2．43*
22 d( ：：) Ko) (
0．07) (O．07) (O．07) (0．01) (0．00) (0．01)
— 0．73 一0．73 一0．73 一3．O8木 -3．08* -3．08*
23 d( ： ) I(1) (
0．38) (0．38) (0．38) (0．00) (0．00) (0．00)
一 O．16 一0．16 一0．16 -2．55 -2．55 -2．55
2 d( ) I(1) (
0．72) (0．72) (0．72) (0．01) (0．01) (0．01)
注：滞后阶数由Eview软件自动选择；估计方程为模型类型一，不包含截距也不包含时间趋势；“ 、“ ”、“ 分别表示
在 1％、5％、10％的临界值下t检验显著，即拒绝“有单位根”的原假设；最大滞后阶数均为3；括号里的数值为P值；经检验，
d( ，，2)是平稳的。
27
宏观锂济研宏2014年第10期
表 2 1991—2O09年中国分类货币的超额增长率与通货膨胀率之间的线性关系
方程 10 。 ：。 H2l 2 23 ：
- 0．066* -0．0l1 -0．oo2 -0．053 -0．040* 0．010 -0．076* 0．1410丰
C ( =18．90) (f=1．546) (t=O．273) (t=3．948) ( =3．975) (拄0．981) (￡=1 1．38) (t=7．423)
(p=O．0000) (p=O．140) (p=O．787) (p=O．001) (p=O．001) (p=O．340) (p=O．000) (p=O．0008)
一 1．107 一1．221木 一1．1l5水 -0．96* 一1．373* -0．928* 一1．092* -0．910"
仃 (￡=25．51) (t=-13．77) (f=1 1．15) ( =一5．77) ( =一10．89) (t=6．89) (仁一1．321) (f=一3．628)
(p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．027)
R 0．9745 0．9l78 0．8797 0．6626 0．8747 0．7364 0．9112 0．5142
Adjusted R 0．9730 0．9129 0．8726 0．6427 0．8673 0．7209 0．9060 0．4856
R -0．9872 -0．9580 -0．9379 -0．8140 -0．9353 -0．8581 -0．9546 -0．7l71
S．E． 0．0109 0．0222 0．0251 0．0419 0．0316 0．0338 0．0207 0．0513
F值 650．8 189．8串 124_3 33．38* l18．7 47．49* 174．5 17．99*
样本量 19 19 19 19 19 19 19 19
注 ：“ 、“ ”、“ 分别表示在 1％、5％、10％的临界值下t统计值检验或F统计值检验显著，C为常数项。
货膨胀率7r之间的线性模型方程。采用 Engle和
Granger(1987)提出的两变量两步法进行协整检
验，同时采用DM协整检验临界值标准(Davidson
和MaeKinnon，1993)进行t统计量的判断，发现所
有模型方程都具有协整性。从可决系数R2值看出，
R 值均大于0．5，表示所有货币的超额增长率与通
货膨胀率之间的相关性都很强；所有模型方程的t
检验在 1％的概率下都是显著的。一个有趣的结果
是，合成类别货币的超额增长率与通货膨胀率之
间的相关性比其相关的子类货币弱，即与代表合
成类别货币的变量例如 1、M20、 相比，具有独
立分类的子类货币，例如变量MO、MIO、M23，它们
所代表货币的超额货币增长率 。、 ，与通
货膨胀率仃之间的相关I生要更强。
表3列出了代表不同货币的变量MO、MIO、
M1、M20、M21、M22、M23、M2所对应的货币流通
加速度／)／,tO、1)M10~ 、"／)M20、 1、VM22、VM23、VMZ与通货膨胀
率7r之间的线性模型方程。从可决系数R 值均小
表 3 1991—2009年中国分类货币的收入流通加速度与通货膨胀率之间的线性关系
方程 VMO UMIO MI VMZO ~)M21 ／)M22 M23 M2
- 0．023 -0．085 -0．071 -0．059* -0．129" -0．05 0．115 -0．065*
C (￡=一1．227) ( 一4．405) (f：一3．953) ( =一3．612) (￡=一3．815) (t=一2．352) (t=1．087) ( ：一4．71)
(p=O．236) (p=O．000) (p=O．001) (p=O．002) (p=O．001) (p=O．030) (p=O．291) (p=O．000)
0．648** 0．768* 0．777* 0．216 0．304 0．163 一1．249 0．443
71" (t=2．738) ( =3．227) ( =3．494) (t=1．065) (t=O．731) (t=O．672) ( =一0．960) ( =2．614)
(p=O．014) (p=O．0O4) (p=O．002) (p=O．301) (p=O．474) (p=O．510) (p=O．350) (p=O．018)
R。 0．3061 0．3799 0．4180 0．0625 0．0305 0．0258 0．0514 0．2867
Adjusted R 0．2653 0．3434 0．3837 0．0074 -0．0265 -0．0314 -0．0O43 0．2447
R 0．5523 0．6l64 0．6465 0．2500 0．1746 0．1606 0．2267 0．5354
S．E． 0．0594 0．0598 0．0558 0．0509 0．1046 0．0610 0．3267 0．0426
F值 7．50* 10．41 12．21半 1．13 0．535 0．451 0．921 6．834**
样本量 19 19 19 19 19 19 19 l9
注：“=I：’，、“ 幸'，、“：to~=to”分别表示在 l％、5％、10％的临界值下t统计值检验或 F统计值检验显著 ，c为常数项。
28
宏巩锂济研 2014年第10期
于0．5看出，所有货币的流通加速度与通货膨胀率
之间的相关性都较弱；并且，至少有一半模型方程
的t检验在l％、5％、10％的概率下都不显著。
表4列出了代表不同货币的变量MO、MIO、
M1、g20、M21、M22、M23、M2所对应的货币的实
际增长率 、 20、 、 M22-~ 、 与通
货膨胀率7r之间的线性模型方程。从可决系数R
值均小于0．3看出，所有货币的实际增长率与通货
膨胀率之间的相关性都较弱；并且，绝大多数模型
方程的t检验都不显著。
表 5列出了代表不同货币的变量MO、MIO、
M1、M20、M21、M22、M23、M2所对应的货币的名
义增长率tnMo、m 、m m M2l1、m 、m 、m 、tnM2与
通货膨胀率7r之间的线性模型方程。从可决系数
R 值看出，少数模型的R 值接近或者稍大于0．5，
表示这些货币的名义增长率与通货膨胀率之间的
相关性较强。绝大多数模型方程的t检验在l％、
5％、10％的概率下都不显著。
以上模型分析显示 ，对于增量货币数量方程
式中的两个主要变量即货币的超额增长率与货币
表4 1991—2O09年中国分类货币的实际增长率与通货膨胀率之间的线性关系
方程 MO MIO MI ‘DM20 M21 M22 M23 M2
0．O13半 0．069* 0．082* O．134* 0．039* 0．091 0．0035 0-216
C (t=3．936) (t=8．096) (t=8．289) (t=lO．61) (t=4．058) (t=9．735) (t=O．583) (t=12．56)
(p=O．001) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．0000) (p=O．566) (p=O．000)
0．106木木 -0．007 0．098 0．247 一0．159 0．285* 0．121 0．346
7／" (t=2．540) (t=O．068) (t=O．809) (t=1．597) (f=一1．335) (t=2．489) ( =1．611) (f=1．638)
(p=O．021) (p=O．946) (p=O．429) (p=O．128) (p=O．199) (p=O．023) (p=O．125) (p=O．1 19)
R 0．2751 O．o002 0．0371 0．1304 0．0948 0．2672 O．1325 0．1364
Adjusted R 0．2324 -0．0585 -0．0195 0．0793 0．0416 0．2241 0．0814 0．0856
R 0．5245 -0．0166 0．1927 0-36l2 —0．3081 0．5169 0．3640 0．3694
S．E． 0．0104 0．0263 0．0306 0．0389 0．0299 0．0288 0．0188 0．0531
F值 6．455** 0．004 0．655 2．5509 1．782 6．198* 2．597 2．685
样本量 19 19 19 19 19 19 19 19
注：“书"、“ ”、“料 分别表示在 1％、5％、10％的临界值下t统计值检验或F统计值检验显著，c为常数项。
表5 1991—2O09年中国分类货币的名义增长率与通货膨胀率之间的线性关系
方程 mMO mMlO ，凡Ml mM2n m~421 mm2 raM23 raM2
0．116丰 0．195" 0．175" O．158* 0．276* 0．142 0．096 0．216
C (t=2．108) (t=6．994) (t=6．802) (t=8．199) (t=4．527) (t=6．562) (t=1．O95) (t=12．56)
(p=O．001) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．000) (p=O．0000) (p=O．288) (p=O．000)
0．651术木 0．442 0．452 1．188* 0．970 1．263* 1．679 0．346
71" (t=2．108) (仁1．293) (f=1．428) (t=5．018) (￡=1．295) (t=4．754) (t=1．552) (￡=1．638)
(p=O．050) (p=O．213) (p=O．171) (p=O．000) (p=O．212) (p=O．000) (p=O．138) (p=O．1 19)
R。 0．2072 0．0896 0．1071 0．5969 0．0898 0．5707 0．1242 0．4738
Adjusted R 0．1606 0．0360 0．0546 0．5732 0．0363 0．5455 0．0727 0．4428
R 0．4552 0．2993 0．3273 0．7726 0．2997 0．7554 0．3524 0．6883
S．E． 0．0776 0．0859 0．0796 O．O594 O．1881 0．0667 O．27l5 0．0557
F值 4．445 1．673 2．039 25．18木 1．678 22．60* 2I411 15．03*
样本量 19 19 19 19 19 19 19 19
注：“ 、“ 、“ ”分别表示在1％、5％、10％的临界值下t统计值检验或F统计值检验显著，C为常数项。
宏观锃济研完2014年第10期
的实际增长率，以及存量货币数量方程式中的两
个主要变量即货币的流通加速度与货币的名义增
长率，通过考察它们与通货膨胀率之间的关系发
现：增量货币数量方程式中的变量即货币的超额
增长率与通货膨胀率之间的相关性最强、最显著，
并且子类货币比合成类别货币性能更好。
第二，要验证的是，在以增量形式表现的货币
数量方程式下，货币的膨胀率具有重要的特性，它
既表现了货币的实际增长率对于实际经济增长率
的偏离，又表现了货币的超额增长率与通货膨胀
率之间的相互抵消作用。
图1反映了货币M1的实际增长率 ．、膨胀率
卵 以及实际经济增长率r 之间的关系图示。它
们之间具有关系 ：r +77⋯ 可以看出，货币MI的
实际增长率是以满足实际经济增长的需要而增长
变化的；在变化的过程中，由于各种因素的影响，
货币的实际增长率与实际经济增长率之间产生了
背离，这种背离程度的大小就反映为货币的膨胀
率的大小。但是，相比而言，货币的名义增长率的
变化幅度远远大于货币的实际增长率的变化幅
度。考察其他类别的货币也发现，其所对应货币的
实际增长率也会沿着与实际经济增长率一致的趋
势变化，其所对应货币的名义增长率的变化幅度
都远远大于货币的实际增长率的变化幅度。
一
：一o qMl
一一 尸
图1 1991—20O9年中国货币M1的名义增长率、
实际增长率、膨胀率以及实际经济增长率的曲线图示
观察图2可看到，货币M1的超额增长率
30
主 I，- Q ． 7．jjl
图2 1991—2O09年中国货币M1的超额货币增长率、
膨胀率 。以及通货膨胀率的曲线图示
与通货膨胀率7r的曲线是对称运动的，而其“对称
轴”则是货币M1的膨胀率 的曲线。这说明，货
币M1的膨胀率是其超额增长率与通货膨胀率之
间相互抵消作用的结果。在货币M1的实际增长率
与实际经济增长率保持一致的情况下，通货膨胀
率的变化必然带来货币M1的超额增长率的变化，
从而造成货币M1的实际增长率与实际经济增长
率之间的背离关系。因此，影响货币的膨胀率形成
的主要因素是通货膨胀率；货币的膨胀率的波动
性也反映了货币的实际增长率与实际经济增长率
之间的背离程度。
第三，要验证的是，在以增量形式表现的货币
数量方程式下，超额货币增量并不会完全转化为
通货膨胀。
图 3列 出了货 币变量 MO、MIO、M1、M20、
M21、M22、M23、M2所代表货币的总额占货币变
量M2所代表货币的总额的百分数。显然，在现金
货币MO的占比缓慢递减的同时，定期存款货币
M21的占比却缓慢上升。由于货币交易速度的加
快，具有明显交易媒介职能的货币MO所占比例逐
年减少，而具有明显储藏职能的货币M21所占比
例逐年增加。但是，除了MO、M21之外，总体来说，
1995--2009年期间，中国各类货币的占比相对都
比较稳定。当广义货币M2的总量增加时，货币总
额在各子类货币之间会按照相对稳定的比例关系
进行分解。
0
0 0 0 0 ～ 0 O
4 0
O O O 0 O
宏巩锂济研定2o14年第10期
图3 1990--2009年中国各类货币总额
占广义货币M2总额的百分比曲线图示
图4列出了变量M1、M20、M2所包含的按照
单一性质统计的货币的膨胀率之和与通货膨胀率
的差，很明显，它们都小于零。对于货币M2来说，
虽然除了1994年之外，在 1991--2009年的其他年
份，其超额货币增长率都存在 =4r +r／MO+r／ +7／
m +77 +77 一7r>0，但是我们并不能据此就认为存
在“高货币化”或“货币化高差”现象。由于广义货
币M2所包含的子类货币的虚拟膨胀率的合计存
在77 +叼 +叩 +叼 +7／ <0，所以其超额货币增
长率 大于零主要是受公式中的4r 项的影响。
具有单一统计性质的货币与具有综合统计性质的
货币的实际增长率在按照实际经济增长需要增长
时，其膨胀率的形成机理并不一样。因为每个子类
货币的实际增长率都在尽力地适应实际经济增长
率的变化趋势，所以，货币M2的超额增长率在包
含了所有五个子类货币膨胀率的同时，还包含了
实际经济增长率4r 一7r项，并没有完全转变为通货
膨胀。
0．1
0
-0．1
-0．2
’()．3
’()．4
． 5
-0．6
五、结论
本文一开始 ，首先将 Briscoe(1694)和Lloyd
(1771)所提出的原始货币数量方程式M=PQ与
Fisher(1911)提出的交易型货币数量方程式
PT、Pigou(1917)提出的现金余额型货币数量方程
式M=kPY以及Friedman(1956)提出的收入型货币
数量方程式MV=PY进行了比较。通过比较发现，
当假定在长期或者短期内货币流通速度 是固定
的时候，这几种类型的货币数量方程式在数学形
式上并没有太大的不同。由于以上货币数量方程
式都是以存量形式表示的方程式，方程式中货币
流通速度 在数学上的最大功能是能够将不等式
转化为等式；所以，作为将不等式转化为等式的一
个对称方案，本文提出了一个以增量形式表示的
货币数量方程式M=PQ+tlF，通过引入代表超额货
币增量的变量蛛 代替货币流通速度 ，从而解决
了存量方程式下经常必须假定货币流通速度 为
固定的这～难题。
在文献回顾部分，本文以Fisher的交易货币
数量方程式与Friedman的收入货币数量方程式为
重点，对这两种具有代表性的存量货币数量方程
式之间所存在的矛盾以及Friedman的收入货币数
量方程式在实证应用中所存在的正反两方面的假
定和结论进行了分析。分析发现，货币流通速度是
固定的这一假定在研究中产生了很多矛盾，属于
存量货币数量方程式不易解决的一个固有问题，
— — c— nMO+ 3110一
— — ●一 nM214-n 22+ 3123一
— — 日一 q310+qMJ0~ M22+日M22+日
图4 1991—2009年中国货币M1、M20、M2所包含的子类货币的膨胀率减去通货膨胀率后的曲线图示
3l
宏观锂济研完2014年第10期
是实证分析中产生许多互为矛盾的结果的根源。
而以增量方式表现的货币数量方程式，由于避免
了货币流通速度这一矛盾，所以应该会产生理想
的结果。
本文在连续和离散两种情况下，建立了逻辑
一 致的增量货币数量方程式。在离散情况下，以增
量形式表示的货币数量方程式为△ +。= rf+】+
(1+／'t+。)7r + 在此基础上，本文建立了货币的
超额增长率概念，定义其为 + ／[ (1+rt+ )]；
建立了货币的膨胀率概念，定义其为田 =7r +
建立了货币的需求函数，定义其为 +。=( 一 )+
(1~"1-rt+。)(1+71⋯)；建立了货币的名义增长率函
数，定义其为m = (1+rt+ )(rtt+l+7『 + + )；建立了
不包含货币流通速度的货币增长率概念，定义其
为P川=rt+。+(1+ )r／ ；建立了货币的实际增长率
概念，定义其为 =r +7『川+ 建立了广义货
币M2的超额增长率概念，定义其为 ． =4r 州+
r／M0，⋯+7／ ，川+1"／M2I．1+1+17M22，f+l+r／心，⋯一7rf+】，从而为解
释货币化“高差”提供了依据。
本文在实证分析中，与以变化率形式表示的
存量货币数量方程式的比较发现，增量货币数量
方程式中货币的超额增长率与通货膨胀率之间的
相关性最强、最显著；影响货币膨胀率形成的主要
因素是通货膨胀率，货币的膨胀率的波动性反映
了货币的实际增长率与实际经济增长率之间的背
离程度；广义货币M2的超额增长率在包含了所有
五个子类货币膨胀率的同时，还包含了一个与实
际经济增长率和通货膨胀率有关的项4r 一仃，并没
有完全转变为通货膨胀。
本文中也存在一些有待进一步考虑的问题：
第一，对于为什么货币的超额增长率与通货膨胀
率之间具有很强很显著的负相关性没有做进一步
的分析；第二，对于新得到的增量货币数量方程式
与Friedman的存量货币数量方程式之间在假定和
结论方面有哪些不同，还缺乏一一对应的比较；第
三，对于货币的膨胀率是如何被分解为通货膨胀
率和货币的超额增长率这一问题，缺乏深人研究；
32
第四，对于货币的名义增长率、货币的不含流通速
度的增长率、货币的实际增长率之间的关系没有
进行深入研究；第五，对于增量货币数量方程式的
政策意义也缺乏分析。这些问题，今后都必须认真
考虑。
参考文献：
①陈彦斌、唐诗磊、李杜：《货币供应量能预测中
国通货膨胀吗》，《经济理论与经济管理}2009年第2
期。
②范从来：《中国货币需求的稳定性》，《经济理
论与经济管理}2007年第6期。
③李子奈、叶阿忠：《高等计量经济学》，清华大
学出版社2000年版。
④林继肯：《货币需求问题上的分歧与我见》，
《财经问题研究}1998年第l0期。
⑤刘斌、邓述慧：《中国的货币需求函数的非线
性建模与预测》，《系统工程理论与实践}1997年第4
期。
⑥苗文龙：《现代货币数量论与中国“高货币化”
成因》，《数量经济技术经济研究}2007年第 12期。
⑦伍超明：《货币流通速度的再认识——对中国
1993--2003年虚拟经济与实体经济关系的分析》，
《经济研究}2004年第9期。
⑧伍志文：《货币供应量与物价反常规关系：理
论及基于中国的经验分析——传统货币数量论面临
的挑战及其修正》，《管理世界}2002年第 1 2期。
⑨杨建明：《我国货币供应量对产出物价预测能
力的实证研究》，《南开经济研究>>2oo3年第1期。
⑩张杰：《中国的高货币化之谜》，《经济研究》
2006年第6期。
⑨赵留彦、王一鸣：《货币存量与价格水平：中国
的经验证据》，《经济科学}2005年第2期。
Ajuzie，E-I．S．，Ed0ho，F．M．，Kang，W．，Uwak—
onye，M．N．and Keleta，G．Y．，Import response and inⅡa—
tionary pressHres in the new economy：The quantity theory of
money revisited．Journal Of Business And Economics Re-
search．Vo1．6。No．5。2008．
宏观锂济研定2014年第10期
⑩Assenmacher-Wesche，K．and Gedach，S．，Mon—
ey growth，output gaps and inflation at low and high ffequen—
cy：Spectral estimates for Swi~edand．Journal of Economic
Dynamics And Control，Vo1．32，No．2，2008．
Barbara，R．andZaghini，A．，Excessmoneygrowth
and inflation dynamics．European Central Bank Working Pa—
per Series，No．749，2007．
⑩Beach，E．D．and Cottrell，N．H．，A reexamination of
the doctrine of relative purchasing power parity．Journal Of
Economic Development，Vo1．17，N0．2，1992．
⑩Benk，S．，Gillman，M．and Kejal(，M．，A banking
explanation of the US velocity of money：1919-2004．Insti—
tute Of Economics，Hungarian Academy Of Sc iences Dis—
cussionPaper，No．0923，2009．
⑩Biefang，I．，Mariscal，F．andHowells，P．，End~g-
enous money and income velocity in the UK．Centre For
Gl0bal Finance，Bristol Business School，UWE Bristol，
2009．
@Binner，J．M．，Tino，P．，Tepper，J．，Anderson，R．
G．，Jones，B．and Kendall，G．，Does money matter in infla—
tion forecasting7．Federal Reserve Bank Of St．Louis W0rk—
ing Paper Series，No．2009—030B，2010．
⑩Brand，C．，Gerdesmeier，D．andRoffia，B．，Esti—
matingthetrendofM3 incomevelocityunderlingthe refer——
ence value for monetary
．
growth．ECB Occasional Paper Se—
ries，No．3，2002．
④ Briscoe，J．，ADiscourseOnTheLateFundsOfThe
Million-act，Mottery—act，And Bank OfEngland．London：
Printed By J．D．For Andrew Beu，1694．
Cosgrove，M．and Marsh，D．，Why the quantity of
money still matters．Journal Of Business And Economics Re—
search，Vo1．3，No．2，2005．
②Cosgrove，M．，Singh，C．and Sheehan，M．，Euro
areamoneydemand stability．JournalOf BusinessAndEco—
nomicsResearch，Vo1．6，No．2，2008．
② Davidson，R．and MacKinnon，J．G．，Estimation
And Inference In Eeonometries．New York：Oxford Univer—
sityPress，1993．
⑩Dickey，D．A．and Fu~er，W．A．，Distribution of es—
timators for time se~es regressions with a unit roots．Journal
0f The American Statistical Association，Vo1．74，No．366，
1979．
③ Dickey，D．A．and Fuller，W．A．，Likelihood ratio
statistics for autoregressive time series with a unit root．
Econometrica，Vo1．49，No．4，1981．
③Duck，W．N．，Some international evidence on the
qu antity theory of money．Journal Of Money，Credit And
Banking，Vo1．25，No．1，1993．
⑤Duczynski，P．，On the empirics ofthe non—neutral—
ity of money：Evidence from developed countries．Czech
Journal Of Economics And Finance，Vo1．55，No．5—6，2005．
③Dwyer，G．P．and Haler，R．W．，Are money growth
and innation still related7．Federal Reserve Bank Of Atlanta
Economic Review Second Quarter，No．Second Quarter，
1999．
◎Engle，R．F．and Granger，c．W．J．，Co—integration
and error correction：Representation，estimation，and test—
ing．Econometrica，V01．55，No．2，1987．
⑩Fisher，I．，The Purchasing Power Of Money：Its
Determination And Rel~ion To Credit Interest And Crisis．
Th e Macinillan Compony，191 1．
⑨Frmn，J．C．，Inflation and money growth：Evidence
from a multi-country data-set．Economic And Social Re-
view，Vo1．35，No．3，2004．
③Friedman，M．，The quantity theory ofmoney：A
restatement．In Friedman，M．，(Ed．)，Studies In The
QuantityTheoryOfMoney，Chicago：UniversityOfChicago
Press，1956．
③Grauwe，D．and Polan，M．，Is inflation always and
everywhere a monetary phenomenon7．Scandinavian Journal
OfEconomics，Vo1．1 07，No．2，2005．
⑩Gupta，K．L．and Moazzami，B．，On some predic—
tions of the quantity theory of money．Southern Economic
Journal，Vo1．57，No．4，1991．
③Hannan，E．J．and Quinn，B．G．The determination of
the lag length of an autoregression．Journal Of Royal Statisti-
宏观锃洛研定2014年第10期
calSociety，Vo1．41，No．2，1979．
④ Henry，L．，An Essay On e Theory Of Money．
1ondon：PrintedForJ．Almon，1771．
⑨Humphrey，T．M．，Algebraic quantity equations be-
fore Fisher and Pigou．Economic Review．Eederal Reserve
Bank OfRichmond，Vo1．70，No．5，1984．
@ Liew，V．K．S．，w}lich length selection criteria
should we employ7．Economics Bulletin，V0l-3，No．33，
2O04．
⑩Lucas，R．E．，Twoillustrationsofthequantitytheo—
ry of money．American Economic Re6ew，V01．70，No．5，
1980．
Mendiz6bal，H．R．，The behavior of money velocity
in low and hi【gh inflation countries．Universitat Autonoma De
BarcelonaAndCentra，January3，2004．
Nelson，E．，Why money growth determines inna—
tioninthelongilln：Answeringthewoodford critique．Fed—
eral Reserve Bank of St．Louis Working Paper Series，
No．2008-013，2008．
Patinkin，D．，Th e Chicago tradition，the qu antity
theory，and Friedman．Journal Of Money，Credit And
Banking，Vo1．1，No．1，1969．
⑩Pigou，A．C．，Thevalueofmoney．QuarterlyJournal
Of Economics，Vo1．32，No．1，1917．
⑩ Reynard，S．，Money and the great disinflation．
Swiss National Bank Working Paper，No．2006-7，2006．
⑩Schwarz，G．，Estimatingthedimensionofamodel，
AnnalsOfStatistics。v0I．6．No．2．1978．
(作者单位：中央财经大学经济学院)
责任编辑 徐敬东
(上接第7页)2012年第 10期。
⑩吴宏、冯吉祥：《石油行业海外并购对企业绩
效的影响》，《国际贸易问题)2012年第12期。
⑩吴南：《中国与印度企业在欧洲跨国并购的比
较及中国企业的应对之策》，《宏观经济研究)2010年
第7期。
⑩吴思：《我国企业跨国品牌资源的并购与整
合：现状、问题与对策》，《国际贸易问题)2011年第
11期。
⑩谢皓、任文烨 ：《跨国并购中的国有资产流失
问题研究——基于曲线型MBO视角》，《经济体制改
革)2012年第6期。
⑩杨丹辉、渠慎宁：《私募基金参与跨国并购：核
心动机、特定优势及其影响》，《中国工业经济)2009
年第3期。
⑩杨波、魏馨：《中国企业海外并购的困境与对
策》，《宏观经济研究)2013年第6期。
⑩杨忠、张骁：《企业国际化程度与绩效的关
系》，《经济研究)2009年第2期。
⑩易宪荣、卢婷：《国内企业海外上市对中国资
本市场的影响》，《管理世界)2006年第7期。
34
③张建红、卫新江、海柯·艾伯斯：《决定中国企
业海外收购成败的因素分析》，《管理世界)2OLO年第
3期。
◎张建红、周朝鸿：《中国企业走出去的制度障碍
— — 以海外收购为例》，《经济研究)2010年第6期。
④Brooks，D．H．and Jongwanich，J．，Cross—border
mergers and acquisitions and financial development：
Evidence from emerging Asia．Asian Development Bank
Working Paper，2010．
③Erel，I．，Liao，R．and Weisbach，M．，De—
terminants of cross-border mergers and acquisi-
tions．Journal Of Finance，Vo1．67，No．3，2012．
@Shimizu，K．，Hitt，M．A．，Vaidyanath，D．and
Pisano，V．，Theoretical~undations of cross—border
merges and acquisitions：A review of current re-
search and recommendations for the future．Journal
Of International Management，Vo1．1 0，No．6，2004．
(作者单位：中南财经政法大学经济学院)
责任编辑 希 雨
