美英日商品流通與貨幣流通間數(shù)量關(guān)系的實(shí)證分析

李輝華

(中國(guó)人民大學(xué) 圖書(shū)館，北京 100872)

美英日商品流通與貨幣流通間數(shù)量關(guān)系的實(shí)證分析

李輝華

(中國(guó)人民大學(xué) 圖書(shū)館，北京 100872)

該文對(duì)美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、GDP與其貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)銀行信貸余額及其增長(zhǎng)率之間的關(guān)系，英國(guó)零售業(yè)零售總額、GDP與其貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)銀行信貸余額及其增長(zhǎng)率之間的關(guān)系，日本商業(yè)銷(xiāo)售總額、GDP與其貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)銀行信貸余額及其增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析，結(jié)果表明：美日這四個(gè)指標(biāo)的絕對(duì)額數(shù)據(jù)之間的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，但這四個(gè)指標(biāo)的相對(duì)額數(shù)據(jù)之間則沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系；英國(guó)這四個(gè)指標(biāo)的絕對(duì)額數(shù)據(jù)之間、相對(duì)額數(shù)據(jù)之間的確都存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額；零售業(yè)零售總額；商業(yè)銷(xiāo)售總額；GDP；貨幣供應(yīng)量；國(guó)內(nèi)銀行信貸余額

馬克思的貨幣流通量規(guī)律闡述了一個(gè)基本事實(shí)：一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，商品流通與貨幣流通之間有一種內(nèi)在的數(shù)量比例關(guān)系，這種數(shù)量比例關(guān)系是通過(guò)貨幣流通量公式體現(xiàn)出來(lái)的。我們?cè)迷撘?guī)律來(lái)分析、驗(yàn)證和探尋我國(guó)的商品流通與貨幣流通之間的關(guān)系和比例，那么，其他國(guó)家特別是歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的商品流通與貨幣流通之間，是否也存在著這里所說(shuō)的某種數(shù)量比例關(guān)系呢？下面就來(lái)專門(mén)研究這個(gè)問(wèn)題。

當(dāng)然，本研究這里僅對(duì)美英日實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)商品流通與貨幣流通間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并未涉及這些國(guó)家的虛擬經(jīng)濟(jì)及其規(guī)模帶來(lái)的影響。

一、指標(biāo)選擇及說(shuō)明

根據(jù)密切性、延續(xù)性和可得性原則，這里選取了美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額=國(guó)內(nèi)商業(yè)最終銷(xiāo)售額+家庭、機(jī)構(gòu)、政府的總產(chǎn)出[1]和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，英國(guó)零售業(yè)零售總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，日本商業(yè)銷(xiāo)售總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP及其增長(zhǎng)率作為各自的國(guó)內(nèi)商品流通總規(guī)模及其增長(zhǎng)率的代表，選取了美英日的貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)銀行信貸余額及其增長(zhǎng)率作為各自的國(guó)內(nèi)貨幣流通總規(guī)模及其增長(zhǎng)率的代表，來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究。

關(guān)于指標(biāo)的說(shuō)明：

第一，由于代表美英日的國(guó)內(nèi)商品流通總規(guī)模及其增長(zhǎng)率的指標(biāo)的含義不同，且數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度長(zhǎng)短也不一樣，因此，下面用于分析這三國(guó)的數(shù)據(jù)的時(shí)間長(zhǎng)短也不完全相同。

第二，這里沒(méi)有將美英日的虛擬經(jīng)濟(jì)總規(guī)模和商品流通主體狀況的影響因素考慮進(jìn)來(lái)，只有留待后續(xù)的研究來(lái)加以補(bǔ)充和完善了。

第三，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不一致的問(wèn)題。由于美英日不同機(jī)構(gòu)公布的同一指標(biāo)的數(shù)據(jù)有時(shí)候不一致，因此，這可能會(huì)影響到實(shí)證分析結(jié)論的精準(zhǔn)性。

二、美英日商品流通與貨幣流通間數(shù)量關(guān)系的實(shí)證分析

(一)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、零售業(yè)零售總額、商業(yè)銷(xiāo)售總額與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額總體上能反映其商品流通總規(guī)模，英國(guó)零售業(yè)零售總額基本上能反映出該國(guó)中觀的商品流通規(guī)模，商業(yè)銷(xiāo)售總額大致上能反映出日本的宏觀商品流通規(guī)模，它們與各自的貨幣供應(yīng)量之間是否存在一定的數(shù)量因果關(guān)系？這就需要下面的具體分析來(lái)給出回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)及美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間(其中，2006年3月以前均為紙質(zhì)出版物，此后則為網(wǎng)絡(luò)出版物，下同)的數(shù)據(jù)，先對(duì)美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額GZX、英國(guó)零售業(yè)零售總額LLE、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額SXE與各自的M0、M1、M2，分別在1947～2010、1970～2010、1953～2010年間的數(shù)據(jù)，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)確定是否進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，這些數(shù)據(jù)都屬于一階單整，因而，可對(duì)GZX、LLE、SXE與M0、M1、M2進(jìn)行回歸分析，得到以下方程：

美國(guó)的情況：

1947～2010：GZX =4242.391+17.18197M0

(2.1)

t=(4.290444) (59.92885)

調(diào)整后的R2=0.982756 F=3591.467 P值=1.34E-56

1947～2010：GZX=-9319.68+8.863987M1

(2.2)

t=(-5.72353) (42.2376)

調(diào)整后的R2=0.965872 F=1784.015 P值= 2.1E-47

1947～2010：GZX=-416.858+1.827765M2

(2.3)

t=(-0.5497) (82.51864)

調(diào)整后的R2=0.990831 F=6809.326 P值= 4.19E-65

英國(guó)的情況：

1970～2010：LLE=14331.9+5.895562M0

(2.4)

t=(2.037792) (22.44616)

調(diào)整后的R2=0.926312 F=503.8299 P值= 6.59E-24

1970～2010：LLE=65290.5+0.265365M1

(2.5)

t=(8.617059) (15.41975)

調(diào)整后的R2=0.855475 F=237.7687 P值= 3.46E-18

1970～2010：LLE=39324.94+0.252323M2

(2.6)

t=(6.036857) (21.13925)

調(diào)整后的R2=0.917673 F=446.8679 P值= 5.75E-23

日本的情況：

1953～2010：SXE=1481692+7.484708M0

(2.7)

t=(5.373431) (10.59658)

調(diào)整后的R2=0.661294 F=112.2874 P值= 5.37E-15

1953～2010：SXE=2189672+1.030758M1

(2.8)

t=(6.683773) (6.568384)

調(diào)整后的R2=0.425077 F=43.14367 P值= 1.78E-08

1953～2010：SXE=1092804+0.809092M2

(2.9)

t=(4.752501) (14.47351)

調(diào)整后的R2=0.785297 F=209.4824 P值= 1.42E-20

方程(2.1)～(2.9)均通過(guò)了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且M0、M1、M2前面的系數(shù)也都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。再對(duì)這九個(gè)方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明，方程(2.1)、(2.2)、(2.3)、(2.5)都是協(xié)整的，即這四個(gè)方程是可靠的，不存在偽回歸問(wèn)題；而方程(2.4)、(2.6)、(2.7)～(2.9)都是不協(xié)整的，即它們是不可靠的，有可能存在偽回歸問(wèn)題。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與M0、M1、M2之間有數(shù)量關(guān)系：M0、M1、M2每增加1億美元，GZX將分別增加17.182億美元、8.864億美元、1.828億美元；在1970～2010年間，英國(guó)LLE與M1之間有數(shù)量關(guān)系：M1每增加1百萬(wàn)英鎊，LLE將增加0.265百萬(wàn)英鎊。沒(méi)有證據(jù)表明，在1970～2010年間，英國(guó)LLE與M0、M2之間有數(shù)量關(guān)系；也沒(méi)有證據(jù)表明，在1953～2010年間，日本SXE與M0、M1、M2之間有數(shù)量關(guān)系。為了確認(rèn)GZX、LLE、SXE與M0、M1、M2之間在統(tǒng)計(jì)上是否存在因果關(guān)系，需要對(duì)它們分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。先看美國(guó)的情況。表1是GZX與M0之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)情況：

表1 美國(guó)GZX與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(1947～2010)

表1中的數(shù)據(jù)表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX不是M0 的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，得到的判斷是，GZX是M0 的格蘭杰原因，M0也是GZX的格蘭杰原因。即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與M0之間有雙向線性因果關(guān)系：M0每增加1億美元，必定會(huì)引起GZX相應(yīng)增加17.182億美元；GZX每增加1億美元，必定導(dǎo)致M0相應(yīng)增加1/17.182=0.058億美元。GZX與M1的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與M1之間也有雙向線性因果關(guān)系：M1每增加1億美元，必定導(dǎo)致GZX相應(yīng)增加8.864億美元；GZX每增加1億美元，必定會(huì)引起 M1相應(yīng)增加1/8.864=0.113億美元。GZX與M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與M2之間也有雙向的線性因果關(guān)系：M2每增加1億美元，必將引起GZX相應(yīng)增加1.828億美元；GZX每增加1億美元，必定會(huì)導(dǎo)致 M2相應(yīng)增加1/1.828=0.547億美元。得到的基本判斷是，有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與M0、M1、M2之間的確存在著數(shù)量因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，在實(shí)際中確實(shí)存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。表2是英國(guó)LLE與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)情況：

表2 英國(guó)LLE與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(1970～2010)

表2中的數(shù)據(jù)表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE不是M0的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，該假設(shè)成立，且滯后11階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，得到的判斷是，LLE不是M0的格蘭杰原因，M0也不是LLE的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1970～2010年間，英國(guó)LLE與M0之間有因果關(guān)系。LLE與M1的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1970～2010年間，LLE與M1之間僅有單向的線性因果關(guān)系：M1每增加1百萬(wàn)英鎊，必定會(huì)引起LLE相應(yīng)增加0.265百萬(wàn)英鎊，而不是相反。LLE與M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，LLE與M2之間只有單向的非線性因果關(guān)系：M2的每一次變動(dòng)，必將導(dǎo)致LLE的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是：在1970～2010年間，LLE與M0之間沒(méi)有因果關(guān)系，但與M1、M2之間有因果關(guān)系。即作為英國(guó)中觀商品流通規(guī)模代表之一的零售業(yè)零售總額，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，確實(shí)存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。日本SXE與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE不是M0的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，得到的判斷是，SXE不是M0的格蘭杰原因，M0也不是SXE的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1953～2010年間，日本SXE與M0之間有因果關(guān)系。SXE與M1、M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1953～2010年間，日本SXE與M1、M2之間只有單向的非線性因果關(guān)系：SXE的每一次變動(dòng)，必定會(huì)引起M1、M2的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是：在1953～2010年間，日本SXE與M0之間沒(méi)有因果關(guān)系，但與M1、M2之間有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額，與作為日本流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(二)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率、零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率、商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的關(guān)系

如上所述，美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、英國(guó)零售業(yè)零售總額、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額與各自的貨幣供應(yīng)量之間，確實(shí)存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，但它們的增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間，是否也有這種數(shù)量因果關(guān)系呢？這當(dāng)然需要下面的分析來(lái)給出具體回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率GZX′、零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率LLE′、商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率SXE′與M0′、M1′、M2′在1948～2010、1971～2010、1954～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，之后再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果以確定是否進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，除英國(guó)的M0′屬于一階單整外，其余數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，因而，可對(duì)GZX′與M0′、M1′、M2′ ，LLE′與M1′、M2′，SXE′與M0′、M1′、M2′進(jìn)行回歸分析，得到如下方程：

美國(guó)的情況：

1948～2010：GZX′=5.22654+0.259107M0′

(2.10)

t=(7.800572) (2.639243)

調(diào)整后的R2=0.087774F=6.965606P值= 0.010533

1948～2010：GZX′=6.384176+0.077527M1′

(2.11)

t=(12.0178) (0.920523)

調(diào)整后的R2=-0.00247 F=0.847363 P值= 0.360925

1948～2010：GZX′=5.081127+0.254272M2′

(2.12)

t=(7.390953) (2.788287)

調(diào)整后的R2=0.098504F=7.774543P值= 0.007057

英國(guó)的情況：

1971～2010：LLE′=7.434668+0.02224M1′

(2.13)

t=(7.502233) (0.515232)

調(diào)整后的R2=-0.0192 F=0.265464 P值= 0.609375

1971～2010：LLE′=5.920758+0.174566M2′

(2.14)

t=(4.851697) (1.911826)

調(diào)整后的R2=0.06374 F=3.655077 P值= 0.063461

日本的情況：

1954～2010：SXE′=4.508347+0.340877M0′

(2.15)

t=(2.287204) (2.433116)

調(diào)整后的R2=0.080762 F=5.920054 P值= 0.018248

1954～2010：SXE′=1.820315+0.561957M1′

(2.16)

t=(0.826385) (3.462454)

調(diào)整后的R2=0.164037 F=11.98859 P值= 0.001043

1954～2010：SXE′=-1.23685+0.876497M2′

(2.17)

t=(-0.61405) (5.619436)

調(diào)整后的R2=0.353185 F=31.57807 P值= 6.57E-07

除方程(2.11)、(2.13)、(2.14)未通過(guò)5%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，其余方程均通過(guò)了5%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且美國(guó)M0′、M2′ 和日本M0′、M1′ 、M2′ 前面的系數(shù)也都通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。即有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GZX′與M0′、M2′之間有數(shù)量關(guān)系：M0′、M2′每增加1%，GZX′將分別增加0.259%、0.254%；在1954～2010年間，日本SXE′與M0′、M1′、M2′之間都有數(shù)量關(guān)系：M0′、M1′、M2′每增加1%，SXE′將分別增加0.341%、0.562%、0.876%。沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GZX′與M1′之間有數(shù)量關(guān)系；也沒(méi)有證據(jù)表明，在1971～2010年間，英國(guó)LLE′與M1′、M2′之間有數(shù)量關(guān)系。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)GZX′、LLE′、SXE′與M0′、M1′、M2′之間是否存在因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。GZX′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GZX′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)，也不能拒絕“M0′不是GZX′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，這兩個(gè)假設(shè)一直成立，于是，判斷結(jié)果是，GZX′不是M0′ 的格蘭杰原因，M0′也不是GZX′ 的格蘭杰原因。即沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GZX′與M0′之間有因果關(guān)系。而GZX′與M0′間的數(shù)量關(guān)系，是由除GZX′與M0′之外的其他因素的變動(dòng)間接引起的。GZX′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GZX′與M1′之間有因果關(guān)系。GZX′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1948～2010年間，GZX′與M2′之間也不存在因果關(guān)系。而GZX′與M2′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GZX′與M2′之外的其他因素的變動(dòng)間接形成的。得到的基本判斷是，在1948～2010年間，GZX′與M0′、M1′、M2′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額的增長(zhǎng)率，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，確實(shí)沒(méi)有因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。LLE′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)，也不能拒絕“M0′不是LLE′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，這兩個(gè)假設(shè)一直成立，這樣，判斷結(jié)果是，LLE′不是M0′ 的格蘭杰原因，M0′也不是LLE′ 的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1971～2010年間，LLE′與M0′之間有因果關(guān)系。LLE′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1971～2010年間，LLE′與M1′之間只有單向非線性因果關(guān)系：M1′的每一次變動(dòng)，都必定會(huì)引起LLE′的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。LLE′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1971～2010年間，LLE′與M2′之間也僅有單向非線性因果關(guān)系：M2′ 的每一次變動(dòng)，都必將導(dǎo)致LLE′ 的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的判斷是：在1971～2010年間，LLE′與M0′之間沒(méi)有因果關(guān)系，但與M1′、M2′之間有因果關(guān)系。即作為英國(guó)中觀商品流通規(guī)模代表之一的零售業(yè)零售總額的增長(zhǎng)率，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，大致存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。從SXE′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE′不是M0′的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，判斷結(jié)果是，SXE′不是M0′的格蘭杰原因，M0′也不是SXE′的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1954～2010年間，SXE′與M0′之間有因果關(guān)系。而SXE′與M0′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除SXE′與M0′之外的其他因素的變動(dòng)間接導(dǎo)致的。SXE′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，沒(méi)有證據(jù)表明，在1954～2010年間，SXE′與M1′之間存在因果關(guān)系。SXE′與M1′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除SXE′與M1′之外的其他因素的變動(dòng)間接形成的。SXE′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，SXE′與M2′之間也沒(méi)有因果關(guān)系。即SXE′與M2′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除SXE′與M2′之外的其他因素的變動(dòng)間接引起的。至此，得到的基本判斷是：在1954～2010年間，日本SXE′與M0′、M1′、M2′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額的增長(zhǎng)率，與作為日本流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

(三)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

如前所述，美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、英國(guó)零售業(yè)零售總額、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額與貨幣供應(yīng)量之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，但美英日的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與貨幣供應(yīng)量之間，是否也有這樣的數(shù)量因果關(guān)系呢？這當(dāng)然需要下面的分析來(lái)給出回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)美英日的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與各自的M0、M1、M2分別在1947～2010、1970～2010、1953～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)確定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面已對(duì)貨幣供應(yīng)量的單位根進(jìn)行過(guò)檢驗(yàn)，因而，此處只需檢驗(yàn)GDP的單位根即可。結(jié)果表明，美英日的GDP屬于一階單整，所以，可對(duì)它們的GDP與M0、M1、M2進(jìn)行回歸分析，方程如下：

美國(guó)的情況：

1947～2010：GDP=4338.144+17.20084M0

(2.18)

t=(4.331204) (59.22782)

調(diào)整后的R2=0.982353 F=3507.934 P值= 2.75E-56

1947～2010：GDP=-9255.68+8.876545M1

(2.19)

t=(-5.69588) (42.38417)

調(diào)整后的R2=0.9661 F=1796.418 P值= 1.71E-47

1947～2010：GDP=-320.983+1.829555M2

(2.20)

t=(-0.40857) (79.73104)

調(diào)整后的R2=0.990185 F=6357.039 P值= 3.46E-64

英國(guó)的情況：

1970～2010：GDP=-20066.2+29.23503M0 (2.21)

t=(-0.91282) (35.61107)

調(diào)整后的R2=0.969399 F=1268.148 P值= 2.33E-31

1970～2010：GDP=227081.3+1.33446M1

(2.22)

t=(8.38528) (21.69531)

調(diào)整后的R2=0.92152 F=470.6864 P值= 2.26E-23

1970～2010：GDP=102673.1+1.254095M2

(2.23)

t=(4.976446) (33.17281)

調(diào)整后的R2=0.964895 F=1100.435 P值= 3.4E-30

日本的情況：

1953～2010：GDP=661519.9+6.890856M0 (2.24)

t=(4.794908) (19.49879)

調(diào)整后的R2=0.869327 F=380.2028 P值=1.24E-26

1953～2010：GDP=1226723+1.012423M1

(2.25)

t=(5.88026) (10.13144)

調(diào)整后的R2=0.64071 F=102.6461 P值=2.84E-14

1953～2010：GDP=397135.7+0.714635M2

(2.26)

t=(4.348332) (32.18578)

調(diào)整后的R2=0.947799 F=1035.924 P值=8.26E-38

九個(gè)方程均通過(guò)了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且M0、M1、M2前面的系數(shù)也都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。再檢驗(yàn)這九個(gè)方程的協(xié)整性，結(jié)果表明，方程(2.18)、(2.22)、(2.23)、(2.24)、(2.26)是不協(xié)整的，它們有可能存在偽回歸問(wèn)題；而其余方程則是協(xié)整的，即它們是可靠的，不存在偽回歸問(wèn)題。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GDP與M1、M2之間有數(shù)量關(guān)系：M1、M2每增加1億美元，GDP將分別增加8.877億美元、1.830億美元；在1970～2010年間，英國(guó)GDP與M0之間有數(shù)量關(guān)系：M0每增加1百萬(wàn)英鎊，GDP將增加29.235百萬(wàn)英鎊；在1953～2010年間，日本GDP與M1之間有數(shù)量關(guān)系：M1每增加1億日元，GDP將增加1.012億日元。沒(méi)有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GDP與M0之間有數(shù)量關(guān)系；也沒(méi)有證據(jù)表明，在1970～2010年間，英國(guó)GDP與M1、M2之間有數(shù)量關(guān)系；沒(méi)有證據(jù)表明，在1953～2010年間，日本GDP與M0、M2之間有數(shù)量關(guān)系。為了確認(rèn)美英日的GDP與各自的M0、M1、M2之間在統(tǒng)計(jì)上是否有因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。GDP與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0 的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論一直成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，得到的判斷是，GDP是M0 的格蘭杰原因，M0又是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，GDP與M0之間存在雙向的非線性因果關(guān)系。GDP與M1的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1947～2010年間，GDP與M1之間存在雙向的線性因果關(guān)系：M1每增加1億美元，必定將引起GDP相應(yīng)增加8.877億美元；GDP每增加1億美元，必將導(dǎo)致M1相應(yīng)增加1/8.877=0.113億美元。GDP與M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1947～2010年間，GDP與M2之間也有雙向的線性因果關(guān)系：M2每增加1億美元，一定會(huì)引起GDP相應(yīng)增加1.830億美元；GDP每增加1億美元，必定會(huì)導(dǎo)致M2相應(yīng)增加1/1.830=0.546億美元。至此，得到的基本判斷是，有證據(jù)表明，在1947～2010年間，GDP與M0、M1、M2之間存在雙向因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模的另一代表的(支出法)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，在實(shí)際中的確存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。從GDP與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后11階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，得到的判斷是，GDP是M0的格蘭杰原因，M0也是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1970～2010年間，GDP與M0之間存在雙向的線性因果關(guān)系：M0每增加1百萬(wàn)英鎊，必將引起GDP相應(yīng)增加29.235百萬(wàn)英鎊；GDP每增加1百萬(wàn)英鎊，必定會(huì)導(dǎo)致M0相應(yīng)增加1/29.235=0.034百萬(wàn)英鎊。GDP與M1的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，沒(méi)有證據(jù)表明，在1970～2010年間，GDP與M1之間有因果關(guān)系。GDP與M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1970～2010年間，GDP與M2之間同樣不存在因果關(guān)系。至此，得到的基本判斷是：在1970～2010年間，GDP與M0之間有因果關(guān)系，但與M1、M2之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為英國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為英國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，基本上不存在數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。GDP與M0的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，得到的判斷是，GDP不是M0的格蘭杰原因，但M0是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1953～2010年間，GDP與M0之間只有單向的非線性因果關(guān)系：M0的每一次變動(dòng)，必將會(huì)引起GDP的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。GDP與M1的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1953～2010年間，GDP與M1之間僅有單向的線性因果關(guān)系：GDP每增加1億日元，必定會(huì)引起M1相應(yīng)增加1/1.012=0.988億日元，而不是相反。GDP與M2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1953～2010年間，GDP與M2之間只有單向的非線性因果關(guān)系：M2的每一次變動(dòng)，必定會(huì)引起GDP的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是：在1953～2010年間，GDP與M0、M1、M2之間有單向因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為日本流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量之間，的確存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(四)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的關(guān)系

雖然英國(guó)零售業(yè)零售總額的增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，大致存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，但美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率與M0′、M1′、M2′之間、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額的增長(zhǎng)率與貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，的確都沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系，那么，美英日支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率GDP′與M0′、M1′、M2′之間，是否也不存在這樣的數(shù)量因果關(guān)系呢？這仍然需要下面的具體分析來(lái)予以回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)美英日的GDP′與M0′、M1′、M2′分別在1948～2010、1971～2010、1954～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，之后再依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)確定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面已檢驗(yàn)了M0′、M1′、M2′ 的單位根，因而，此處只需要檢驗(yàn)GDP′ 的單位根即可。結(jié)果表明，美英日的GDP′都是平穩(wěn)的，所以，可對(duì)美日GDP′與M0′、M1′、M2′ ，英國(guó)GDP′與M1′、M2′ 進(jìn)行回歸分析，方程如下：

美國(guó)的情況：

1948～2010：GDP′=5.365401+0.239327M0′

(2.27)

t=(6.922552) (2.10738)

調(diào)整后的R2=0.052582 F=4.441049 P值= 0.039203

1948～2010：GDP′=6.45876+0.06639M1′

(2.28)

t=(10.67935) (0.692409)

調(diào)整后的R2=-0.00847 F=0.47943 P值=0.491308

1948～2010：GDP′=5.060865+0.260917M2′

(2.29)

t=(6.41116) (2.491798)

調(diào)整后的R2=0.077505 F=6.209059 P值= 0.015444

英國(guó)的情況：

1971～2010：GDP′=8.296067+0.039172M1′

(2.30)

t=(7.780191) (0.843398)

調(diào)整后的R2=-0.00746 F=0.71132 P值= 0.404284

1971～2010：GDP′=6.718803+0.202731M2′

(2.31)

t=(5.124715) (2.06667)

調(diào)整后的R2=0.077384 F=4.271123 P值= 0.045629

日本的情況：

1954～2010：GDP′=4.655293+0.33778M0′

(2.32)

t=(4.393358) (4.484978)

調(diào)整后的R2=0.254477 F=20.11503 P值=3.75E-05

1954～2010：GDP′=4.439493+0.321863M1′

(2.33)

t=(3.347443) (3.293745)

調(diào)整后的R2=0.149566 F=10.84875 P值=0.001733

1954～2010：GDP′=1.915605+0.578036M2′

(2.34)

t=(1.704778) (6.643164)

調(diào)整后的R2=0.435095 F=44.13163 P值=1.45E-08

除方程(2.28)和(2.30)未通過(guò)5%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)外，其余方程均通過(guò)了5%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且美國(guó)M0′、M2′，英國(guó)M2′，日本M0′、M1′、M2′前面的系數(shù)也都通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。亦即有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GDP′與M0′、M2′之間有數(shù)量關(guān)系：M0′、M2′每增加1%，GDP′將分別增加0.239%、0.261%；有證據(jù)表明，在1971～2010年間，英國(guó)GDP′與M2′之間有數(shù)量關(guān)系：M2′每增加1%，GDP′將增加0.203%；有證據(jù)表明，在1954～2010年間，日本GDP′與M0′、M1′、M2′之間都有數(shù)量關(guān)系：M0′、M1′、M2′每增加1%，GDP′將分別增加0.338%、0.322%、0.578%。沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GDP′與M1′之間有數(shù)量關(guān)系；也沒(méi)有證據(jù)表明，在1971～2010年間，英國(guó)GDP′與M1′之間有數(shù)量關(guān)系。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)美英日這四者之間是否有因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)，也不能拒絕“M0′不是GDP′的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，這兩個(gè)假設(shè)一直成立，即得到的判斷是，GDP′不是M0′的格蘭杰原因，M0′也不是GDP′的格蘭杰原因。即沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GDP′與M0′之間有因果關(guān)系。而GDP′與M0′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GDP′與M0′之外的其他因素的變動(dòng)間接導(dǎo)致的。GDP′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GDP′與M1′之間存在因果關(guān)系。GDP′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果也表明，在1948～2010年間，GDP′與M2′之間同樣沒(méi)有因果關(guān)系。而GDP′與M2′之間的數(shù)量關(guān)系，是由除GDP′與M2′之外的其他因素的變動(dòng)間接形成的，與GDP′、M2′的相互變動(dòng)無(wú)關(guān)。至此，得到的基本判斷是；在1948～2010年間，GDP′與M0′、M1′、M2′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，確實(shí)沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是M0′的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，該假設(shè)一直成立，且滯后10階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，判斷結(jié)果是，GDP′不是M0′的格蘭杰原因，但M0′是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1971～2010年間，GDP′與M0′之間有單向的非線性因果關(guān)系：M0′的每一次變動(dòng)，都必將導(dǎo)致GDP′的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。GDP′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，有證據(jù)表明，在1971～2010年間，GDP′與M1′之間有單向的非線性因果關(guān)系：GDP′的每一次變動(dòng)，必定會(huì)引起M1′的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。GDP′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在此期間，GDP′與M2′之間有單向的線性因果關(guān)系：GDP′每增加1%，將必定導(dǎo)致M2′相應(yīng)增加1/0.203=4.926%，而不是相反。得到的基本判斷是：在此期間，GDP′與M0′、M1′、M2′之間有單向的因果關(guān)系。即作為英國(guó)宏觀商品流通規(guī)模代表之一的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率，與作為英國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是M0′的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，判斷結(jié)果是，GDP′是M0′的格蘭杰原因，但M0′不是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1954～2010年間，GDP′與M0′之間有單向的線性因果關(guān)系：GDP′每增加1%，必定會(huì)引起M0′相應(yīng)增加1/0.338=2.959%，而不是相反。GDP′與M1′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是，沒(méi)有證據(jù)表明，在1954～2010年間，GDP′與M1′之間有因果關(guān)系。而GDP′與M1′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GDP′與M1′之外的其他因素的變動(dòng)間接導(dǎo)致的。GDP′與M2′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1954～2010年間，GDP′與M2′之間也沒(méi)有因果關(guān)系。而GDP′與M2′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GDP′與M2′之外的其他因素的變動(dòng)間接引起的。得到的基本判斷是：在1954～2010年間，GDP′與M0′之間有因果關(guān)系，但與M1′、M2′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率之間，確實(shí)沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

(五)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、零售業(yè)零售總額、商業(yè)銷(xiāo)售總額與年末銀行信貸余額的關(guān)系

美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額、英國(guó)零售業(yè)零售總額、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額與各自的貨幣供應(yīng)量之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，那么，它們與各自的年末銀行信貸余額之間，是否也存在這樣的數(shù)量因果關(guān)系呢？這同樣需要下面的具體分析來(lái)給出答案。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額GZX與年末銀行信貸余額YXE在1947～2010、英國(guó)零售業(yè)零售總額LLE、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額SXE與各自的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額GXE分別在1960～2010、1953～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，之后再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果以決定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，GZX、SXE屬于一階單整，此處只需檢驗(yàn)YXE、1960～2010年間的LLE、GXE的單位根即可。結(jié)果表明，它們都屬于一階單整，因而，可對(duì)GZX、LLE、SXE與YXE進(jìn)行回歸分析，得到如下方程：

美國(guó)的情況：

1947～2010：GZX=5766.863+1.66495YXE

(2.35)

t=(5.267849) (53.14437)

調(diào)整后的R2=0.978173 F=2824.324 P值= 2E-53

英國(guó)的情況：

1960～2010：LLE=47622.68+0.100593GXE

(2.36)

t=(7.052992) (17.08738)

調(diào)整后的R2=0.853363 F=291.9784 P值= 2.79E-22

日本的情況：

1953～2010：SXE=848899.1+1.223258GXE

(2.37)

t=(5.078181) (21.55781)

調(diào)整后的R2=0.89054 F=464.7392 P值=8.58E-29

方程(2.35)～(2.37)均通過(guò)了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且YXE前面的系數(shù)也都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。再檢驗(yàn)其協(xié)整性，結(jié)果表明，(2.35)是協(xié)整的，即它是可靠的，不存在偽回歸問(wèn)題；其余方程是不協(xié)整的，即它們是不可靠的，有可能存在偽回歸問(wèn)題。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)GZX與YXE之間有數(shù)量關(guān)系：YXE每增加1億美元，GZX將增加1.665億美元。沒(méi)有證據(jù)表明，英國(guó)LLE、日本SXE與各自的YXE之間有數(shù)量關(guān)系。為了確認(rèn)美英日這二者之間在統(tǒng)計(jì)上是否有因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。從GZX與YXE的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX不是YXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，判斷結(jié)果是，GZX是YXE的格蘭杰原因，YXE不是GZX的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，GZX與YXE之間只有單向的線性因果關(guān)系：GZX每增加1億美元，必定會(huì)導(dǎo)致YXE相應(yīng)增加1/1.665=0.601億美元。得到的基本判斷是，在1947～2010年間，GZX與YXE之間有因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模的另一代表的年末銀行信貸余額之間，的確存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。LLE與GXE的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“LLE不是GXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后14階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，得到的判斷是，LLE是GXE的格蘭杰原因，GXE也是LLE的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1960～2010年間，LLE與GXE之間存在雙向非線性因果關(guān)系。得到的基本判斷是，在此期間，LLE與GXE之間存在因果關(guān)系。即作為英國(guó)中觀商品流通規(guī)模代表之一的零售業(yè)零售總額，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。從SXE與GXE的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE不是GXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，得到的判斷是，SXE是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是SXE的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1953～2010年間，SXE與GXE之間只有單向的非線性因果關(guān)系：SXE的每一次變動(dòng)，必定會(huì)引起GXE的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是，日本SXE與GXE之間存在因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額，與作為日本流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末國(guó)內(nèi)信貸余額之間，確實(shí)存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(六)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率、零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率、商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率與年末銀行信貸余額增長(zhǎng)率的關(guān)系

如前所述，除英國(guó)零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率與其貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間大致上有因果關(guān)系外，美國(guó)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率、日本商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率與各自的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率之間，的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系，那么，它們與各自的年末銀行信貸余額或年末國(guó)內(nèi)信貸余額增長(zhǎng)率之間，是否也沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系呢？這仍然需要下面的分析來(lái)給出具體回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率GZX′與年末銀行信貸余額增長(zhǎng)率YXE′在1948～2010、零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率LLE′、商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率SXE′和各自的年末國(guó)內(nèi)信貸余額增長(zhǎng)率GXE′分別在1961～2010、1954～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)確定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面已檢驗(yàn)過(guò)GZX′、SXE′的單位根，此處只需檢驗(yàn)YXE′、GXE′和英國(guó)1961～2010年間的LLE′的單位根即可。結(jié)果表明，YXE′、GXE′是平穩(wěn)的，而LLE′是一階單整的，因而，不能對(duì)LLE′與GXE′進(jìn)行回歸，但可對(duì)GZX′與YXE′，SXE′與GXE′進(jìn)行回歸分析，方程如下：

美國(guó)的情況：

1948～2010：GZX′=4.655041+0.28446YXE′

(2.38)

t=(6.12688) (3.069478)

調(diào)整后的R2=0.11961 F=9.423355 P值=0.003196

日本的情況：

1954～2010：SXE′= -0.08194+0.80786 GXE′

(2.39)

t=(-0.04646) (6.038167)

調(diào)整后的R2=0.387707 F=36.45946 P值=1.4E-07

方程(2.38)、(2.39)均通過(guò)了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且YXE′、GXE′前面的系數(shù)也都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。亦即有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GZX′與YXE′之間有數(shù)量關(guān)系：YXE′每增加1%，GZX′將增加0.284%；有證據(jù)表明，在1954～2010年間，日本SXE′與GXE′之間有數(shù)量關(guān)系：GXE′每增加1%，SXE′將增加0.808%。沒(méi)有證據(jù)表明，在1961～2010年間，英國(guó)的LLE′與GXE′有數(shù)量關(guān)系。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)美英日這二者之間是否存在因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。GZX′與YXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX′不是YXE′的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，得到的判斷是，GZX′不是YXE′的格蘭杰原因，YXE′也不是GZX′的格蘭杰原因。即沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GZX′與YXE′之間存在因果關(guān)系。而GZX′與YXE′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GZX′與YXE′之外的其他因素的變動(dòng)間接引發(fā)或?qū)е碌?。得到的基本判斷是：?948～2010年間，GZX′與YXE′之間沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額的增長(zhǎng)率，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末銀行信貸余額的增長(zhǎng)率之間，確實(shí)也不存在數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。從LLE′與GXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE′不是GXE′ 的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，該假設(shè)成立，且滯后14階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，判斷結(jié)果是，LLE′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是LLE′的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1961～2010年間，LLE′與GXE′之間有因果關(guān)系。得到的基本判斷是，英國(guó)LLE′與GXE′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為英國(guó)中觀商品流通規(guī)模代表之一的零售業(yè)零售總額的增長(zhǎng)率，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額的增長(zhǎng)率之間，的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。SXE′與GXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“SXE′不是GXE′的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，該假設(shè)一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，判斷結(jié)果是，SXE′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是SXE′的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1954～2010年間，SXE′與GXE′之間有因果關(guān)系。而SXE′與GXE′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除SXE′與GXE′之外的其他因素的變動(dòng)間接導(dǎo)致的。得到的基本判斷是：日本SXE′與GXE′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額的增長(zhǎng)率，與作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末國(guó)內(nèi)信貸余額的增長(zhǎng)率之間，的確不存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(七)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與年末銀行信貸余額或國(guó)內(nèi)信貸余額的關(guān)系

如前所述，美國(guó)GZX與年末銀行信貸余額YXE之間，英國(guó)LLE、日本SXE與各自的國(guó)內(nèi)信貸余額GXE之間確實(shí)有數(shù)量因果關(guān)系，但它們的GDP與YXE或GXE之間是否也有這樣的數(shù)量因果關(guān)系呢？這依然需要下面的分析來(lái)予以回答。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)美國(guó)YXE與GDP在1947～2010年間、英日GXE與各自GDP分別在1960 ～2010、1953～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，之后再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果以確定是否進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，它們都屬于一階單整，因而，可對(duì)YXE、GXE與GDP分別進(jìn)行回歸分析，得到下述方程：

美國(guó)的情況：

1947～2010：GDP=5871.585+1.666458YXE

(2.40)

t=(5.262826) (52.19397)

調(diào)整后的R2=0.977389F=2724.211P值= 5.99E-53

英國(guó)的情況：

1960～2010：GDP=163057.6+0.492195GXE

(2.41)

t=(6.569583) (22.74487)

調(diào)整后的R2=0.911712 F=517.3292P值= 1.08E-27

日本的情況：

1953～2010：GDP=300004+1.027785GXE

(2.42)

t=(4.288469) (43.28246)

調(diào)整后的R2=0.970457 F=1873.371P值=9.77E-45

方程(2.40)～(2.42)均通過(guò)了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且YXE、GXE前面的系數(shù)也都通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。再檢驗(yàn)其協(xié)整性，結(jié)果表明，方程(2.42)是不協(xié)整的，即它是不可靠的，有可能存在偽回歸問(wèn)題；其余方程都是協(xié)整的，即它們是可靠的，不存在偽回歸問(wèn)題。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，美國(guó)YXE與GDP之間有數(shù)量關(guān)系：YXE每增加1億美元，GDP將增加1.666億美元；有證據(jù)表明，在1960～2010年間，英國(guó)GDP與GXE之間有數(shù)量關(guān)系：GXE每增加1百萬(wàn)英鎊，GDP將增加0.492百萬(wàn)英鎊。同時(shí)沒(méi)有證據(jù)表明，在1953～2010年間，日本GDP與GXE之間有數(shù)量關(guān)系。為了確認(rèn)美英日這二者之間在統(tǒng)計(jì)上是否有因果關(guān)系，需要檢驗(yàn)它們的格蘭杰因果關(guān)系。

先看美國(guó)的情況。從YXE與GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是YXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，判斷結(jié)果是，GDP是YXE的格蘭杰原因，YXE也是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1947～2010年間，YXE與GDP之間存在雙向線性因果關(guān)系：YXE每增加1億美元，必定引起GDP相應(yīng)增加1.666億美元；GDP每增加1億美元，也必將導(dǎo)致YXE相應(yīng)增加1/1.666=0.600億美元。得到的基本判斷是，在1947～2010年間，YXE與GDP之間有因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為美國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末銀行信貸余額之間，的確存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。從GDP與GXE的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是GXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后14階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，得到的判斷是，GDP是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1960～2010年間，GDP與GXE之間只有單向的線性因果關(guān)系：GDP每增加1百萬(wàn)英鎊，必定會(huì)引起GXE相應(yīng)增加1/0.492=2.033百萬(wàn)英鎊，而不是相反。得到的基本判斷是，在此期間，英國(guó)GDP與GXE之間有因果關(guān)系。即作為英國(guó)宏觀商品流通規(guī)模代表之一的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為英國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額之間，確實(shí)存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。從GDP與GXE的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是GXE的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，得到的判斷是，GDP是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1953～2010年間，GDP與GXE之間存在單向的非線性因果關(guān)系：GDP的每一次變動(dòng)，必定會(huì)導(dǎo)致GXE的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是，日本GDP與GXE之間有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為其流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末國(guó)內(nèi)信貸余額之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(八)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率與年末銀行信貸余額增長(zhǎng)率或或國(guó)內(nèi)信貸余額增長(zhǎng)率的關(guān)系

如上所述，美國(guó)的GZX′與YXE′之間，英國(guó)的LLE′、日本的SXE′與各自的GXE′之間的確不存在數(shù)量因果關(guān)系，那么，美英日的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率GDP′與YXE′或GXE′之間，是否也沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系呢？這仍需要下面的具體分析來(lái)給出答案。根據(jù)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站[2]與美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[1]、2011[3]上提供的數(shù)據(jù)、IMF的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)[4]和OECD數(shù)據(jù)庫(kù)[5]中的相關(guān)數(shù)據(jù)和美國(guó)經(jīng)濟(jì)研究局[6]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《年度統(tǒng)計(jì)摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統(tǒng)計(jì)》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995》[15]、《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985》[16]、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)[17]中的數(shù)據(jù)和英國(guó)統(tǒng)計(jì)局[18]的數(shù)據(jù)，根據(jù)《日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)》1959～2006年[19]、日本《綜合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)月報(bào)》2006～2011[20]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)美英日GDP′與YXE′或GXE′分別在1948～2010、1961～2010、1954～2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)確定是否進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，除英國(guó)1961～2010年間的GDP′屬于一階單整外，其余數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，因而，不能對(duì)英國(guó)GDP′與GXE′進(jìn)行回歸分析，但可對(duì)美國(guó)GDP′與YXE′、日本GDP′與GXE′ 進(jìn)行回歸分析，方程如下：

美國(guó)的情況：

1948～2010：GDP′=4.921413+0.251311YXE′

(2.43)

t=(5.540392) (2.319685)

調(diào)整后的R2=0.065997 F=5.380939 P值= 0.023721

日本的情況：

1954～2010：GDP′=2.252143+0.57705GXE′

(2.44)

t=(2.532269) (8.552574)

調(diào)整后的R2=0.563 F=73.14652 P值=1.11E-11

方程(2.43)～(2.44)均通過(guò)了5%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，且YXE′、GXE′ 前面的系數(shù)也通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。亦即有證據(jù)表明，在1948～2010年間，美國(guó)GDP′與YXE′之間有數(shù)量關(guān)系：YXE′每增加1%，GDP′將增加0.251%；有證據(jù)表明，在1954～2010年間，日本GDP′與GXE′之間有數(shù)量關(guān)系：GXE′每增加1%，GDP′將增加0.577%。同時(shí)沒(méi)有證據(jù)表明，在1961～2010年間，英國(guó)GDP′與GXE′之間有數(shù)量關(guān)系。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)美英日這二者之間是否有因果關(guān)系，需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

先看美國(guó)的情況。從GDP′與YXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是YXE′的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后18階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣，得到的判斷是，GDP′不是YXE′的格蘭杰原因，YXE′也不是GDP′的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1948～2010年間，GDP′與YXE′之間有因果關(guān)系。而GDP′與YXE′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GDP′與YXE′之外的其他因素的變動(dòng)引起的。得到的基本判斷是：在1948～2010年間，GDP′與YXE′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，作為流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末銀行信貸余額的增長(zhǎng)率之間，的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

再看英國(guó)的情況。GDP′與GXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是GXE′的格蘭杰原因”的假設(shè)；隨著滯后階數(shù)的增加，該假設(shè)不成立，且滯后14階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，因而，判斷結(jié)果是，GDP′是GXE′的格蘭杰原因，但GXE′不是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1961～2010年間，GDP′與GXE′之間有單向的非線性因果關(guān)系：GDP′的每一次變動(dòng)，都必定會(huì)引起GXE′的相應(yīng)變動(dòng)，而不是相反。得到的基本判斷是，在此期間，GDP′與GXE′之間存在因果關(guān)系。即作為英國(guó)宏觀商品流通規(guī)模代表之一的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，與作為英國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額的增長(zhǎng)率之間，存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

最后看日本的情況。從GDP′與GXE′的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是GXE′ 的格蘭杰原因”的結(jié)論；隨著滯后階數(shù)的增加，該結(jié)論不成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，所以，判斷結(jié)果是，GDP′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是GDP′的格蘭杰原因。亦即沒(méi)有證據(jù)表明，在1954～2010年間，GDP′與GXE′之間有因果關(guān)系。而GDP′與GXE′間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除GDP′與GXE′之外的其他因素的變動(dòng)間接引起的。得到的基本判斷是：日本GDP′與GXE′之間沒(méi)有因果關(guān)系。即作為日本宏觀商品流通規(guī)模另一代表的支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，與作為其流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模另一代表的年末國(guó)內(nèi)信貸余額的增長(zhǎng)率之間，的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

三、結(jié)論

綜上所述，我們可得到如下結(jié)論：

第一，在1947～2010年間，作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額或支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量或年末銀行信貸余額之間，的確都存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

第二，除英國(guó)的貨幣供應(yīng)量與支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間基本上沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系外，英國(guó)的國(guó)內(nèi)銀行信貸余額與其零售業(yè)零售總額、支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間，均存在一定的數(shù)量因果關(guān)系，而且，英國(guó)的貨幣供應(yīng)量與其零售業(yè)零售總額之間的確有數(shù)量因果關(guān)系。

第三，在1953～2010年間，作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額或支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，與作為其流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量或年末國(guó)內(nèi)信貸余額之間，在實(shí)際中的確都存在著一定的數(shù)量因果關(guān)系。

第四，在1948～2010年間，作為美國(guó)宏觀商品流通總規(guī)模代表之一的國(guó)內(nèi)產(chǎn)品最終銷(xiāo)售額增長(zhǎng)率或支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率，與作為該國(guó)流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率或年末銀行信貸余額增長(zhǎng)率之間，的確都沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

第五，除英國(guó)零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率與其國(guó)內(nèi)銀行信貸余額增長(zhǎng)率之間的確沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系外，英國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率與其零售業(yè)零售總額增長(zhǎng)率或支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間，都有數(shù)量因果關(guān)系，而且，英國(guó)支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率與其國(guó)內(nèi)銀行信貸余額增長(zhǎng)率之間，也有數(shù)量因果關(guān)系。

第六，在1954～2010年間，作為日本宏觀商品流通規(guī)模代表之一的商業(yè)銷(xiāo)售總額增長(zhǎng)率或支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率，與作為其流通系統(tǒng)中貨幣流通總規(guī)模代表之一的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率或年末國(guó)內(nèi)信貸余額增長(zhǎng)率之間，在實(shí)際中的確都沒(méi)有數(shù)量因果關(guān)系。

第七，這當(dāng)然就為“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的數(shù)量比例關(guān)系，僅僅存在于二者的絕對(duì)額數(shù)據(jù)之間”的這種觀點(diǎn)的成立，提供了來(lái)自美日實(shí)體經(jīng)濟(jì)條件下宏觀層面的十六個(gè)實(shí)際證據(jù)的支持，但該觀點(diǎn)在英國(guó)的商品流通系統(tǒng)中難以成立。因?yàn)橛?guó)的實(shí)證分析表明，“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的數(shù)量比例關(guān)系，同時(shí)存在于二者的絕對(duì)額數(shù)據(jù)和相對(duì)額數(shù)據(jù)之間”。

[1] 經(jīng)濟(jì)顧問(wèn)委員會(huì).美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告2001[M].蕭琛主譯.北京：中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2003.9.

[2] 美國(guó)美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)址：http://www.federalreserve.gov/.

[3] http://fraser.stlouisfed.org/publications/ERP/issue/6146/，2011-03-06.

[4] http://www.imfstatistics.org/imf/，2011-03-18.

[5] http://www.oecd-ilibrary.org/statistics，2010-12-20.

[6] 美國(guó)國(guó)家經(jīng)濟(jì)研究局網(wǎng)址：http://www.nber.org/.

[7] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2002[M].Editor: Ramona Insalaco. London: The Stationery Office，2002.

[8] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2006[M].Editor: Dave Sharp. New York：Palgrave Macmillan，2006.

[9] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2009[M].Editor: Ian Macrory. New York：Palgrave Macmillan，2009.

[10] Office for National Statistics.Annual Abstract of Statistics 2010[M].Editor: Ian Macrory. New York：Palgrave Macmillan，2010.

[11] Office for National Statistics. Financial statistics 2006 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，June 2006.

[12] Office for National Statistics. Financial statistics 2008 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，December 2008.

[13] Office for National Statistics. Financial statistics 2010 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，May 2010.

[14] Office for National Statistics. Financial statistics 2011 [M]. Editor: Emma Howley. New York：Palgrave Macmillan，March 2011.

[15] 中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒1995[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，1996.

[16] 范慕韓.世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)摘要1985[M].北京：人民出版社，1985.2.

[17] 中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)[OL]. http://202.112.118.59:82/，2010-10-10.

[18] GDP數(shù)據(jù)[OL]. http://www.statistics.gov.uk/statbase/TSDdownload2.asp，2011-05-26.

[19] 日本總理府(后為總務(wù)廳，現(xiàn)為總務(wù)省)統(tǒng)計(jì)局編.日本統(tǒng)計(jì)月報(bào)[J].1959(12)～2006(3).

[20] http://www.stat.go.jp/data/getujidb/index.htm，2011-03-28.

[責(zé)任編輯：郭秀艷]

An Empirical Analysis on the Quantitative Relation Between Commodity Circulation and Currency Circulation in USA, UK and Japan

LI Hui-hua

(Library, Renmin University, Beijing 100872, China)

This article carries on the quantitative analysis to the relationship between the United States domestic product final sales, GDP and its money supply, the domestic bank credit balance and their growth rate, the relationship between Britain total retail sales, GDP and its money supply, the domestic bank credit balance and their growth rate, the relationship between Japan total business sales, GDP and its money supply, domestic bank credit balance and their growth rate. Results show that: There is a certain amount of causal relationship between the absolute value of the four indicators in United States and Japan, but there is no causal relationship between the relative amount of these four indicators;There is a certain amount of causality between the absolute amount of data and between the relative amount of the four indicators in the UK.

domestic product final sales；total retail sales；total business sales；GDP；money supply；the domestic bank credit balance

2016-11-25

國(guó)家社會(huì)科學(xué)研究基金青年項(xiàng)目(06CJY032)

李輝華(1968-)，男，湖南永州人，中國(guó)人民大學(xué)圖書(shū)館副研究館員，博士，從事市場(chǎng)與商品流通理論、金融與期貨投資等研究.

F737；F827

A

2095-5863(2017)02-0040-016