中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)與宏觀經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究

張成翠，張 杰，楊 紅

（南京審計學(xué)院 金融學(xué)院，江蘇 南京 211815）

1 中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)量與宏觀經(jīng)濟發(fā)展的宏觀分析

1.1 基礎(chǔ)調(diào)研

我們通過查閱中國統(tǒng)計年鑒、中國貨幣年鑒等官方統(tǒng)計出版物，確定了研究所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的項目，主要包括以下17項：M0（供應(yīng)量）；M1（供應(yīng)量）；M2（供應(yīng)量）；居民消費價格指數(shù)；城市居民消費價格指數(shù)；農(nóng)村居民消費價格指數(shù)；商品零售價格指數(shù)；工業(yè)品出廠價格指數(shù)；原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)；農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)；房屋銷售價格指數(shù)；房屋租賃價格指數(shù)；土地交易價格指數(shù)；第一產(chǎn)業(yè)增加值；第二產(chǎn)業(yè)增加值；第三產(chǎn)業(yè)增加值(億元)。為了便于獲取數(shù)據(jù)，我們最終選擇從色諾芬數(shù)據(jù)庫中獲取這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)。與此同時，考慮到數(shù)據(jù)的統(tǒng)計周期的一致性以及研究的有效性問題，我們選擇1990～2011年作為研究的時間范圍。在色諾芬數(shù)據(jù)庫中提供的數(shù)據(jù)，主要是價格指數(shù)數(shù)據(jù)均是以上一年作為參照的百分比數(shù)據(jù)，為了便于統(tǒng)一化研究，我們將價格指數(shù)的參照年統(tǒng)一調(diào)整為1989年，從而得到了基于該要求的各項價格指數(shù)數(shù)據(jù)?？紤]到文章的篇幅所限，我們在此僅展示17項中的部分項目——M0；M1；M2；居民消費價格指數(shù)；工業(yè)品出廠價格指數(shù)；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)；房屋銷售價格指數(shù)；第一產(chǎn)業(yè)增加值；第二產(chǎn)業(yè)增加值。將上述項目的數(shù)據(jù)匯總，結(jié)果見表1。

表1 中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)與宏觀經(jīng)濟發(fā)展主要指標(biāo)數(shù)據(jù)截選匯總

1.2 宏觀分析

我們將表1中的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為曲線的形式進行形象展示，見圖1、圖2。

圖1 中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)與分類趨勢圖產(chǎn)業(yè)發(fā)展

圖2 中國大陸地區(qū)主要價格指數(shù)發(fā)展分類趨勢圖

從圖1中可以看出，中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的聚類特征，它們的整體發(fā)展可以分為三類：第一類僅包含M2貨幣供應(yīng)量；第二類包含三個元素，依次為M1貨幣供應(yīng)量、第三產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值；第三類包含兩個元素，依次為M0貨幣供應(yīng)量、第一產(chǎn)業(yè)增加值。第一類居于最高層，第二類居中，第三類居于最底層。三類之間的界限清晰，間距基本保持穩(wěn)定，且三類均呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的同態(tài)化發(fā)展趨勢，唯一的不同就在于基點存在高低差異而已。

同時，從圖2中可以看出，中國大陸地區(qū)價格指數(shù)變動也具有顯著的聚類特征，它們的整體發(fā)展可以分為兩類：第一類包含三個元素，它們依次為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、居民消費價格指數(shù)；第二類僅包含一個元素，具體為房屋銷售價格指數(shù)。第一類居于最高層，第二類居于最底層。兩類之間的界限清晰，間距有逐步擴大化的趨勢。第一類呈現(xiàn)出波浪式的前進方式，三類指數(shù)發(fā)展呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢。第二類則呈現(xiàn)出鋸齒狀的發(fā)展趨勢，其中在調(diào)查年份中期，該指數(shù)發(fā)展較為穩(wěn)定，但是在調(diào)查年份的頭尾部分，出現(xiàn)明顯的鋸齒狀發(fā)展趨勢。

2 中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)與宏觀經(jīng)濟發(fā)展間的動態(tài)計量模型研究

2.1 貨幣供應(yīng)與居民物價指數(shù)間的動態(tài)計量模型構(gòu)建

就貨幣供應(yīng)與居民價格指數(shù)間的關(guān)系，我們主要是以M2為代表的貨幣供應(yīng)量與居民消費價格指數(shù)、城市居民消費價格指數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)這四者之間的關(guān)系展開研究。通過前期大量的計量模型研究，效果均不理想，直到最后選定VAR模型作為基礎(chǔ)模型后，才得到了較為理想且符合計量學(xué)、統(tǒng)計學(xué)要求的計量模型。將模型結(jié)果匯總，從而得到下式：

說明：變量M2代表以M2為代表的貨幣供應(yīng)量；變量CPI代表居民消費價格指數(shù)；變量UCPI代表城市居民消費價格指數(shù)；變量RCPI代表農(nóng)村居民消費價格指數(shù)；變量A1i代表第i個滯后期的作用系數(shù)矩陣；變量C1代表常數(shù)項系數(shù)向量。

上述計量模型采用計量分析軟件EViews7.2完成，分析過程中所得到的AR根的模均在單位圓內(nèi)。且選擇滯后期為3時，其各項參數(shù)指LR、FPE、AIC、SC、HQ均為可選項的最佳值，因此我們確定滯后期為3時，是潛在的最佳逼近模型。另外，我們采用滯后期為3時，進行計量模型構(gòu)建，得到的模型（即公式1）的主要統(tǒng)計量可決系數(shù)、調(diào)整后的可決系數(shù)依次為：0.999512、0.998340，均大于0.95，因此我們最終確定公式1的模型效果是顯著的、可信的。之后所有的計量模型均采用EViews7.2完成，各類統(tǒng)計量也滿足對應(yīng)的要求，不再贅述。

從式（1）中可以看出，貨幣供應(yīng)量對三類消費價格指數(shù)（居民消費價格指數(shù)、城市居民消費價格指數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)）的影響作用完全一致，其影響特性為：前第一期的貨幣供應(yīng)對本期消費價格指數(shù)的影響為負(fù)向的，前第二期的貨幣供應(yīng)對本期消費價格指數(shù)的影響為正向的，前第三期的貨幣供應(yīng)對本期消費價格指數(shù)的影響為負(fù)向的。且這三期的貨幣供應(yīng)對本期消費價格指數(shù)的影響系數(shù)的絕對值相同，均為0.001。另外從居民消費價格指數(shù)的基本面來看，即從常數(shù)項來看，三類價格指數(shù)的基本面為正向，且基本面系數(shù)大致相同，這就說明了我國居民消費價格指數(shù)是穩(wěn)步增長的現(xiàn)實。與之相對應(yīng)的，從式（1）中可以看出，三類消費價格指數(shù)的貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：就居民消費價格指數(shù)而言，前第一期、前第二期的居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為負(fù)向的，前第三期的居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用為正向的，且這三期的影響作用系數(shù)絕對值基本相當(dāng)。就城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)而言，前第一期、前第二期的城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為正向的，前第三期的城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用為負(fù)向的，且這三期的影響作用系數(shù)絕對值基本相當(dāng)。就農(nóng)村居民消費價格指數(shù)而言，前第一期、前第二期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為正向的，前第三期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用為負(fù)向的，且這三期的影響作用系數(shù)絕對值基本相當(dāng)。就三種價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用大小來看，按照絕對值統(tǒng)計，居民消費價格指數(shù)影響作用最高，城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)影響作用居中，農(nóng)村居民消費價格指數(shù)影響作用最小，且后兩者的作用系數(shù)之和基本相當(dāng)于居民消費價格指數(shù)的影響作用，這一特性與居民消費價格指數(shù)的定義一致。另外城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的絕對影響作用與農(nóng)村消費價格指數(shù)的絕對影響作用的比例約為3∶2，這一數(shù)值為我們很好的控制消費價格指數(shù)變動和控制貨幣供應(yīng)量提供了較好的參照。

2.2 貨幣供應(yīng)與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的動態(tài)計量模型構(gòu)建與研究

就貨幣供應(yīng)與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的關(guān)系，我們主要是以M2為代表的貨幣供應(yīng)量與第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值這四者之間的關(guān)系展開研究。

說明：變量M2代表以M2為代表的貨幣供應(yīng)量；變量FI代表第一產(chǎn)業(yè)增加值；變量SI代表第二產(chǎn)業(yè)增加值；變量TI代表第三產(chǎn)業(yè)增加值；變量A2i代表第i個滯后期的作用系數(shù)矩陣；變量C2代表常數(shù)項系數(shù)向量。

從式（2）中可以看出，貨幣供應(yīng)量對第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響作用具有以下規(guī)律：前第一期的貨幣供應(yīng)對本期影響為正向的，前第二期的貨幣供應(yīng)對本期影響為負(fù)向的，前第三期的貨幣供應(yīng)對本期影響為負(fù)向的，且影響作用比例依次為3.5∶-1.8∶-1.1，這說明三期的絕對影響作用先急速衰減，后小幅攀升，呈現(xiàn)向左側(cè)傾斜的L字形變化。與此同時，貨幣供應(yīng)量對第二產(chǎn)業(yè)增加值的影響作用具有以下規(guī)律：前第一期的貨幣供應(yīng)對本期影響為正向的，前第二期的貨幣供應(yīng)對本期影響為正向的，前第三期的貨幣供應(yīng)對本期影響為負(fù)向的，且影響作用比例依次為5.8∶2.5∶-2.6，這說明三期的絕對影響作用依次迅速衰減的。另外，貨幣供應(yīng)量對第三產(chǎn)業(yè)增加值的影響作用具有以下規(guī)律：前第一期的貨幣供應(yīng)對本期影響為正向的，前第二期的貨幣供應(yīng)對本期影響為正向的，前第三期的貨幣供應(yīng)對本期影響為負(fù)向的，且影響作用比例依次為1.6∶0.9∶-0.9，這說明三期的絕對影響作用依次迅速衰減的。

與之相對應(yīng)的，從式（2）中可以看出，三類產(chǎn)業(yè)增加值對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：就第一產(chǎn)業(yè)增加值而言，前第一期、前第二期、前第三期的第一產(chǎn)業(yè)增加值對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為負(fù)向的，且這三期的影響作用系數(shù)比例為-2.8∶-2.5∶-7.0。由此可以看出第一產(chǎn)業(yè)增加值對貨幣供應(yīng)量的削減作用是非常明顯的。就第二產(chǎn)業(yè)增加值而言，前第一期、前第二期對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為正向的，前第三期對本期貨幣供應(yīng)的影響作用為負(fù)向的，且這三期的影響作用系數(shù)比例為0.6∶3.9∶-1.1。由此可以看出第二產(chǎn)業(yè)增加值對貨幣供應(yīng)量的削減作用是呈現(xiàn)出倒置的V字形變化，其對貨幣供應(yīng)的影響具有明顯的階段性特征。就第三產(chǎn)業(yè)增加值而言，前第一期對本期貨幣供應(yīng)的影響作用為負(fù)向的，前第二期、前第三期對本期貨幣供應(yīng)的影響作用均為正向的，且這三期的影響作用系數(shù)比例為-2.2∶3.7∶4.6。由此可以看出第三產(chǎn)業(yè)增加值對貨幣供應(yīng)量的削減作用是呈現(xiàn)出迅速爬升的態(tài)勢化。

2.3 貨幣供應(yīng)與工業(yè)品購銷間的動態(tài)計量模型構(gòu)建與研究

就貨幣供應(yīng)與工業(yè)品購銷間的關(guān)系，我們主要是以M2為代表的貨幣供應(yīng)量與工業(yè)品出廠價格指數(shù)，以及其與原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)之間的關(guān)系展開研究。

說明：變量M2代表以M2為代表的貨幣供應(yīng)量；變量P_O_P代表工業(yè)品出廠價格指數(shù)；變量P_I_P代表原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)；變量A3i代表第i個滯后期的作用系數(shù)矩陣；變量C3代表常數(shù)項系數(shù)向量。

從式（3）中可以看出，貨幣供應(yīng)量對工業(yè)品出廠價格指數(shù)的影響作用具有以下規(guī)律：前四期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為負(fù)向、正向、正向、負(fù)向，且影響作用比例依次為-1∶1∶1∶-1，這說明其影響作用呈現(xiàn)方波變化，變化具有明顯的規(guī)律性和特征性，以4個滯后期為一個周期，規(guī)則變化。與此同時，貨幣供應(yīng)量對原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)的影響作用具有以下規(guī)律：前四期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為負(fù)向、正向、正向、負(fù)向，且影響作用比例依次為-2∶3∶3∶4，這說明其影響作用呈現(xiàn)類方波變化，變化具有明顯的規(guī)律性和特征性，以4個滯后期為一個周期，規(guī)則變化。

與之相對應(yīng)的，從式（3）中可以看出，工業(yè)品的購銷價格對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：就工業(yè)品出廠價格指數(shù)而言，前四期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、負(fù)向、正向、負(fù)向，且這四期的影響作用系數(shù)比例為4∶-27∶16∶-18。由此可以看出工業(yè)品的購銷價格對貨幣供應(yīng)量的沖擊作用為幅度逐漸增大的余弦式?jīng)_擊影響作用。就原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)而言，原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：就原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)而言，前四期的原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、正向、負(fù)向、正向，且這四期的影響作用系數(shù)比例為8∶7∶-6∶15。由此可以看出，原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的沖擊作用為不對稱的倒置V字形變化，其中V字形的右側(cè)具有非常明顯的上升拖尾現(xiàn)象，而V字形的左側(cè)具有非常明顯的平穩(wěn)發(fā)展跡象。

2.4 貨幣供應(yīng)與農(nóng)產(chǎn)品購銷間的動態(tài)計量模型構(gòu)建與研究

就貨幣供應(yīng)與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)間的關(guān)系，我們主要是以M2為代表的貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)這三者之間的關(guān)系展開研究。

說明：變量M2代表以M2為代表的貨幣供應(yīng)量；變量N_O_P代表農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)；變量N_P_P代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)；變量A4i代表第i個滯后期的作用系數(shù)矩陣；變量C4代表常數(shù)項系數(shù)向量。

從式（4）中可以看出，貨幣供應(yīng)量對農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)的影響作用具有以下規(guī)律：前四期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為正向、負(fù)向、正向、負(fù)向，且影響作用比例依次為 8∶-26∶24∶-7，這說明貨幣供應(yīng)量對農(nóng)產(chǎn)品收購價格的沖擊作用為幅度逐漸增大的正弦式?jīng)_擊影響作用。與此同時，貨幣供應(yīng)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)的影響作用具有以下規(guī)律：前四期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為負(fù)向、正向、負(fù)向、負(fù)向，且影響作用比例依次為-2∶13∶-8∶-2，這說明其影響作用遵循具有邊界不同效應(yīng)的倒置的V字形變化規(guī)律。在倒置的V字形的左側(cè)，具有并不顯著的翹起現(xiàn)象，在倒置的V字形的右側(cè)，則具有較為顯著的翹起現(xiàn)象。

與之相對應(yīng)的，從式（4）中可以看出，農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：前四期的農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、正向、正向、負(fù)向，且這四期的影響作用系數(shù)比例為32∶27∶1∶-47，具有明顯的迅速衰減的特征。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)而言，其對貨幣供應(yīng)量的影響作用的特性為：前四期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、負(fù)向、正向、負(fù)向，且這四期的影響作用系數(shù)比例為838∶-1055∶654∶-180。由此可以看出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的沖擊作用為幅度逐漸減小的余弦式?jīng)_擊影響作用。

2.5 貨幣供應(yīng)與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)間的動態(tài)計量模型構(gòu)建與研究

就貨幣供應(yīng)與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)間的關(guān)系，我們主要是以M2為代表的貨幣供應(yīng)量與房屋銷售價格指數(shù)、房屋租賃價格指數(shù)、土地交易價格指數(shù)這四者之間的關(guān)系展開研究。

說明：變量M2代表以M2為代表的貨幣供應(yīng)量；變量RE_SALE代表房屋銷售價格指數(shù)；變量RE_RENT代表房屋租賃價格指數(shù)；變量LAND_SALE代表土地交易價格指數(shù)；變量A5i代表第i個滯后期的作用系數(shù)矩陣；變量C5代表常數(shù)項系數(shù)向量。

從式（5）中可以看出，貨幣供應(yīng)量對房屋銷售價格指數(shù)的影響作用具有以下規(guī)律：前三期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為負(fù)向、正向、正向，且影響作用比例依次為-11∶10∶5，這說明其影響作用遵循倒置的不規(guī)則的V字形變化，V字形的左側(cè)較長，V字形的右側(cè)較短。與此同時，貨幣供應(yīng)量對房屋租賃價格指數(shù)的影響作用和貨幣供應(yīng)量對土地交易價格指數(shù)的影響作用變化規(guī)律完全一致，其特征為：前三期的貨幣供應(yīng)對本期影響依次為負(fù)向、正向、正向，且影響作用比例依次為-8∶2∶10，這說明其影響作用依然遵循倒置的不規(guī)則的V字形變化，與上唯一的不同在于V字形的左側(cè)較短，V字形的右側(cè)較長。

與之相對應(yīng)的，從式（5）中可以看出，房屋銷售價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：前三期的房屋銷售價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、負(fù)向、正向，且這三期的影響作用系數(shù)比例為5∶-15∶6，基本為V字形變化。就房屋租賃價格指數(shù)而言，房屋租賃價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：前三期的房屋租賃價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為正向、正向、負(fù)向，且這三期的影響作用系數(shù)比例為7∶5∶-60。這足以說明，房屋租賃價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的迅速衰減作用。就土地交易價格指數(shù)而言，土地交易價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的影響作用，其特性為：前三期的土地交易價格指數(shù)對本期貨幣供應(yīng)的影響作用依次為負(fù)向、正向、負(fù)向，且這三期的影響作用系數(shù)比例為-12∶103∶-8。這足以說明，土地交易價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的瞬間高速浪涌的特質(zhì)。由此，我們對貨幣供應(yīng)與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)間的動態(tài)關(guān)系有了清晰的認(rèn)識。通過上述五個VAR[10]模型的構(gòu)造，我們對中國貨幣供應(yīng)與宏觀經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系有了清晰的、定量化的認(rèn)識。

3 總結(jié)與展望

研究重點是中國宏觀經(jīng)濟與中國貨幣供應(yīng)之間的動態(tài)關(guān)系。我們通過宏觀分析與計量經(jīng)濟分析相結(jié)合的方法，來確定上述二者之間的動態(tài)關(guān)系，從而確定中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)對宏觀經(jīng)濟的發(fā)展所發(fā)揮的具體作用，以及確定中國宏觀經(jīng)濟的發(fā)展對中國大陸地區(qū)貨幣供應(yīng)所發(fā)揮的具體作用。在研究之初，我們通過大量的基礎(chǔ)調(diào)研來獲得研究所需的數(shù)據(jù)，隨后基于調(diào)研所得的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)展開宏觀分析，就二者之間的整體發(fā)展趨勢與變化的整體態(tài)勢進行了宏觀分析與研究。隨后，采用計量經(jīng)濟分析方法，從五個角度出發(fā)，對中國貨幣供應(yīng)與各類宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的動態(tài)關(guān)系進行計量經(jīng)濟模型構(gòu)建與分析。這五個角度依次為：貨幣供應(yīng)與居民物價指數(shù)間關(guān)系的角度，貨幣供應(yīng)與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展間關(guān)系的角度，貨幣供應(yīng)與工業(yè)品購銷間關(guān)系的角度，貨幣供應(yīng)與農(nóng)產(chǎn)品購銷間關(guān)系的角度，貨幣供應(yīng)與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)間關(guān)系的角度。通過上述五個角度展開的論述與研究，明確了中國貨幣供應(yīng)與中國宏觀經(jīng)濟之間的定量化表述的相關(guān)關(guān)系。從而為更加有效、更加準(zhǔn)確、更加適宜地穩(wěn)步促進宏觀經(jīng)濟發(fā)展，提供了貨幣供給策略與對策。

[1]李卓,張茜.國際油價波動與石油沖擊——基于符號約束VAR模型實證分析[J].世界經(jīng)濟研究,2012，(8).

[2]黃昌利,王艷萍.改革開放30年中國M_2/GDP比率問題研究:基于貨幣供給的視角[J].宏觀經(jīng)濟研究,2012，(8).

[3]張永升,楊偉坤,桑毅博.改革開放三十年我國貨幣供給與經(jīng)濟增長之間關(guān)系研究[J].財政研究,2012，(2).

[4]劉業(yè)政,劉軍.通貨膨脹傳導(dǎo)機制研究——基于貨幣供給和經(jīng)濟增長的視角[J].經(jīng)濟與管理研究,2011，(10).

[5]歐陽志剛,史煥平.后金融危機的貨幣供給過剩及其效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究,2011，(7).

[6]Patrick Minford and Naveen Srinivasan.Determinacy in New Keynes?ian Models:A Role for Money after All?[J].International Finance,2011.[7]Wing Leong Teo.Estimated Dynamic Stochastic General Equilibrium Model OF The Taiwanese Economy[J].Pacific Economic Review,2009.[8]Eduardo Levy-Yeyati,Marfa Siledad Martinez Peria and Sergio L.Schmukler.Depositor Behavior under Macroeconomic Risk:Evidence from Bank Runs in Emerging Economies[J].Journal of Money,Credit and Banking,2010.

[9]Zivanemoyo Chinzara.Macroeconomic Uncertainty and Conditional Stock Market Volatility in South Africa[J].South African Journal of Economics,2011.

[10]周雙.外匯儲備增長、貨幣沖銷對物價水平及社會產(chǎn)出的動態(tài)影響——基于VAR的實證研究[J].上海經(jīng)濟研究,2012,(5).