论文部分内容阅读
摘要：采用2001-2011年货币供应量与物价水平的季度时间序列数据，通过非线性平滑转换模型对货币供应量与物价稳定之间的动态关系进行研究，结果表明：货币供应量与物价稳定之间存在着双向的格兰杰因果关系，并且这种关系可以通过非线性LSTR2模型表示；两者之间的非线性转换以时间为转换变量，转换分别发生在2003年的非典时期和次贷危机之后；我国物价水平主要受到其自身的影响，说明我国物价水平具有较强的惯性。
关键词：货币供应量；物价水平；平滑转换回归模型
中图分类号：F820.2 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2012）10-0059-06
一、引言
货币政策最终目标一般包括充分就业、稳定物价、经济增长和国际收支平衡四项内容。但是，在经济发展过程中，货币政策目标是随经济条件的不同而不断发展和变化。20世纪70年代中期以后发达经济体普遍出现滞涨现象，使得货币政策的目标转为稳定物价为主。在Friedman（1970）提出货币政策最主要的目标在于维持物价水平稳定，促进经济增长后，货币政策对物价水平和经济增长的作用成为宏观经济学最热的议题之一。1990年，新西兰率先提出，货币政策应当以控制通货膨胀为唯一目标，其后，美国、英国、加拿大、澳大利亚等十几个国家相继接受了反通货膨胀的货币政策。
2007—2008年，我国经济运行中出现流动性过剩现象，为抑制通货膨胀，稳定物价，央行连续6次加息，1年期存款基准利率从2.52%上调至4.14%，累积上调幅度为1.62%。之后，由于受到全球性金融危机的冲击，我国经济增长速度持续下降，为抵御金融危机的冲击，我国央行将货币政策由从紧转向适度宽松，其主要标志是从2008年下半年开始，三个多月连续5次降息，一年期存款基准利率从4.14%下调至2.25%，累积下调幅度为1.89%。2010年，全球经济进入复苏期，中国经济也迅速增长，随着日渐增加的通胀预期，为缓解通胀压力，央行两次上调一年期存款基准利率。目前，由于我国宏观经济存在潜在的全面通货膨胀的危险，国家已经明确地将物价稳定作为近期经济工作的最终目标。在这种背景下，研究货币政策与物价稳定之间的关系具有重要的现实意义。
二、文献综述
目前国内外学者对货币政策与物价稳定两者之间的关系进行了大量的研究。Hafer and Kutan（1993）使用1952—1987年的年度数据，检验了中国的实际收入、M0、M2和物价水平之间的关系。他们认为，这些变量之间的关系对物价指数的类型尤为敏感，而且M0和M2这类货币总量指标对于中国的货币政策来说是有用的指标。Mccandless and Weber（1995）通过对110个国家进行研究发现：货币供应量与通货膨胀之间有很强的相关性，其相关系数在0.92～0.9，并且从长期来看，货币供给量的增加与实际产出无关，而仅与通货膨胀有关，即货币供应量的变化最终会体现在物价的变化上。而Crowder（1998）则认为，从理论上来说，货币供应量是影响的通货膨胀最重要的因素，央行可以通过控制货币供应量进而影响通胀预期和通胀水平。但是，大量实证分析表明，现实中货币供应量对通货膨胀的解释能力很有限。Estrella and Mishkin（1997）则认为，由于货币流通速度的不稳定性，通货膨胀难以仅依靠货币供应量的变化来解释。Roffia and Zaghini（2008）对15个工业化国家的研究发现，货币增长对通货膨胀的短期冲击不明确。Milas（2009）通过对英国的实证研究表明，只有当货币增长率超过10%时，才能对通货膨胀产生影响。
就国内学者而言，朱慧明和张钰（2005）采用协整和误差修正模型实证分析了我国1994-2004年间货币供给量增长与通货膨胀之间的长期均衡关系和短期动态关系，研究表明中国的通货膨胀是货币现象，货币政策最终会影响到物价水平。马雪彬和朱东洋（2010）利用VAR模型进行实证研究表明：货币供给量变动是通货膨胀的格兰杰原因，并且货币供给量变动对通货膨胀的有效影响时期为9个季度，其影响程度于滞后第5期达到峰值。其研究结果表明中国的通货膨胀仍然是一种货币现象。吴剑飞和方勇（2010）基于新开放宏观经济学（NOEM）框架分析了中国的通货膨胀问题，并利用贝叶斯向量自回归模型（BVAR）进行了计量检验。研究结果发现新开放宏观模型对中国的通货膨胀有较好的解释力，货币供应量无论是在长期还是短期都是诱发通货膨胀的主要原因，而外部冲击向中国的传导路径是受阻碍的。然而，我国部分学者的研究也有一些不同的观点。刘金全（2004）利用1982-2004年间的M0和M1月度同比增长率进行实证检验，检验结果表明通货膨胀率与货币供给增长率之间不存在显著的协整关系。杨溢（2011）通过实证研究发现，货币供应量的冲击并不能有效解释我国通货膨胀现象，超额的货币供应并不是影响我国通货膨胀的重要原因。
综合以上分析，目前对于货币供应量对通货膨胀的影响研究主要运用向量自回归模型（VAR）和误差修正模型这两种方法进行的实证研究。这两种方法都是在线性假设的前提下进行的研究，但这种假设显然是与现实经济运行相违背的。以中国为例，从20世纪80年代至今，我国的宏观经济政策、经济制度、经济结构等方面都发生了重大的变化，这种经济环境的转变必然会对通货膨胀的形成机制产生非线性的影响，从而影响到货币供应量对通货膨胀的作用机制。因此，为克服已有文献的不足，本文拟采用STR模型对此问题进行实证分析，从而更精确地揭示货币供应量与通货膨胀之间的内在非线性依从规律。
（二）变量选择与数据说明
cpii为第i期的居民消费价格指数，dcpii为该序列的一阶差分序列，本文将其作为物价稳定的代理变量；msi为第i期的货币供应量，本文选取狭义货币M1（流通中的现金加上企事业单位活期存款）作为货币政策的中介目标变量。在构建模型的过程中也选择了广义货币供应量M2，但其对物价稳定的影响滞后12期，并且在建立模型非线性部分时多数变量不显著。 四、模型设定和实证结果
（一）模型估计
1. 单位根检验。为了客观分析货币供应量与物价稳定之间的相互关系，首先对时间序列进行平稳性检验。我们分别采用ADF和PP检验，检验结果见表1。
从表1的平稳性检验结果可以看出，cpii和msi序列的ADF值均大于1%显著水平上的临界值，不能拒绝单位根假设。而一阶差分后两个序列的ADF值均小于1%显著水平上的临界值，因此拒绝单位根假设。其一阶差分序列均为平稳序列，说明两个序列都是1阶单整的。
2. 协整检验。本文采用Johansen协整检验法来检验两者之间的协整关系。根据从一般到特殊的建模过程，得出两变量最理想组合为自变量滞后2阶，因变量滞后1阶。然后采用Johansen极大似然估计法对VAR（1，2）模型进行检验，检验结果见表2。由表2可以看出，货币供应量与物价水平之间存在两个协整关系。
3. 因果关系检验。协整检验表明货币供应量与通货膨胀之间存在两个协整关系，因而可以进行格兰杰因果关系检验，结果见表3。
4. 非线性检验。在确定自回归项后，根据Ter?svirta（1998）的处理方法，首先要在选定转换变量的情况下，对模型进行线性假设检验，在拒绝线性假设的条件下，需要进一步确定模型的形式是由表4的检验结果可以看出，当以时间变量TREND为转换变量时，接受线性假设的概率为3.702 0e-02，即在5%的显著水平上，拒绝货币供应量与物价水平之间存在线性关系的原假设，从而接受备择假设，即货币供应量与物件水平之间存在非线性关系。根据序贯检验原来，由于F3统计量的P值最小，从而可以确定转换函数G的形式为LSTR2型，即（4）式。
（二）模型检验
在建立线性模型之后需要对模型进行相关检验，以避免模型误设，提高模型的质量。相应地，在对非线性模型参数估计之后，也需要对模型进行误设检验。STR模型的误设检验是线性模型误设检验的进一步推广。
2. 异方差检验。异方差（又称方差扩大化）是经济计量研究中一个不可回避的问题，自1961年Ferguson首次提出“异方差性”问题以来，对异方差的检验方法不断发展和完善。常用的检验方法有图示法、等级相关系数法、Bartlett检验、Wald检验、拉格朗日乘数检验、似然比检验和White大样本检验等。这些方法的共同思路是设法通过误差的估计量来检验误差方差与解释变量是否存在相关性，若存在明显的相关，则原模型存在异方差性。显然这些方法并没有描述出误差项随时间变化的特征。为此，本文采用采用Engle（1982）提出的ARCH模型来检验残差序列随时间的异变性。对序列t2进行滞后8阶自回归，结果见表7。由表7的检验结果可以看出，ARCH-LM和F统计量的P值都大于0.05，即残差序列不存在异方差。可见，LSTR2模型通过了异方差检验。
（三）结果分析
转换函数在0和1之间进行转换，可以看出在10%的显著水平下，模型的线性部分dcpit-1、dmst的系数不显著，dmst-1、dmst-1的系数是显著的，这表明当期物价水平上涨主要是由于前期过多的货币供应量导致的，表现为一种货币现象；模型的非线性部分只有dmst的系数在10%显著水平下是不显著的，dcpit-1的系数显著为正，表明物价水平的惯性上涨态势，dmst-1和dmst-1的系数显著为负，其符号与期望相反，本文将从通货膨胀形成的深层次原因对这一现象进行剖析。
五、结论与政策建议
本文从货币供应量的视角，研究了2001-2011年我国货币政策与物价稳定之间的内在影响关系，发现货币政策对物价水平存在着非线性、非对称性冲击效应。本文的主要结论可以总结为：
1. 在线性假设下，货币供应量与物价稳定之间存在比较明显的双向格兰杰因果关系，并且这种关系可以通过非线性LSTR模型表达。
2. 在本文研究的样本区间中，货币供应量与物价稳定之间发生两次非线性转换机制。第一次主要是由于我国内部的经济结构、消费结构等方面发生重要的转变，而第二次主要是由于外部经济环境所导致，其中最主要原因是由于美国次贷危机所引发的全球性的国际金融危机。
通过实证研究可以发现，货币供应量仍然是导致我国物价水平波动的重要原因。因此，在这种情况下，央行应该加强对货币供应量的控制，同时积极地配合调整产业政策、增加供给等政策，达到控制物价水平的理想效果。另一方面，随着我国对外开放程度的不断提高，外部因素也逐渐成为影响我国物价水平的重要因素。因此，需要密切关注国际经济环境的变化，同时要进一步改善人民币汇率体制，使其成为阻止外部通货膨胀传染到国内物价水平的重要制度安排。当然，由于我们在本文中只考虑货币供应量对物价水平的影响，而忽略了通货膨胀预期、产出缺口等因素，研究结论存在一定的局限性，有待进一步深入研究。
参考文献：
[1]Crowder，W. J.，The long-run link between money growth and inflation [J].Economic Inquiry，1998，（36）：229-243.
[2]Estrella，A.，and F. S. Mishkin，Is there a role for monetary aggregates in the conduct of monetary policy？ [J].Journal of monetary economics，1997，（40）：279-304.
[3]Friedman，M.，A Theoretical Framework for Monetary Analysis[J].The Journal of Political Economy，1970，（2）：193-238.
[4]Granger，Clive W.J.，and Timo，Modelling Nonlinear Economic Relationships[M].Oxford，UK： Oxford University Press，1993. [5]Hafer R. W. and Kutan A. M.，Further Evidence on Money，Output，and Prices in China[J].Applied Economics Letters，1993，（2）：101-105.
[6]McCandless，G. T.，and W. E. Weber，Some monetary facts [J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995，（19）：2-11.
[7]Milas，C.，Does high M4 money growth trigger large increases in UK inflation？ Evidence from a regime-switching model [J].Oxford Economic， 2009：61，168.
[8]Quandt，R. E.，The estimation of parameters of a linear regression system obeying two seperate regimes[J]. Journal of the Royal Statistical Association，1985，（53）：873-880.
[9]Roffia，B.，and Zaghin，A.，A excess money growth and inflation dynamics[EB/OL]. http：//www.amu-investments.com，2008.
[10]Timo，Modelling Economic Relationships with Smooth Transition Regressions [J].In Handbook of Applied Economic Statistics，Eds. by Ullah，A.，Giles，D.E.A.，1998：507-552.
[11]何静，李村璞，邱长溶.信贷规模与房地产价格的非线性动态关系研究[J].经济评论，2011，（2）.
[12]黄飞雪，王云.汇改前后实际汇率对中国向欧元区出口影响的比较[J].数量经济技术经济研究，2011，（3）.
[13]刘金全，张文刚，刘兆波.货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡关系分析[J].中国软科学，2004，（7）.
[14]李世美.金融稳定与物价稳定的货币政策目标选择[J].现代经济探讨，2009，（5）.
[15]左顺根. 中国宏观经济状况与货币政策抉择-基于后危机时代的视角[J].经济与管理，2011，（1）.
[16]马雪彬，朱东洋.中国货币供给量与通货膨胀关系的 VAR 模型实证分析[J].长安大学学报（社会科学版），2010，（12）.
[17]吴剑飞，方勇.中国的通货膨胀： 一个新开放宏观模型及其检验[J].金融研究，2010，（5）.
[18]杨溢.货币供应与通货膨胀的动态关系研究[J].经济理论与经济管理，2011，（7）.
[19]朱慧明，张钰.基于ECM模型的货币供给量与通货膨胀关系研究[J].管理科学，2005，（5）.
[20]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007，（8）.
责任编辑、校对：秦学诗
关键词：货币供应量；物价水平；平滑转换回归模型
中图分类号：F820.2 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2012）10-0059-06
一、引言
货币政策最终目标一般包括充分就业、稳定物价、经济增长和国际收支平衡四项内容。但是，在经济发展过程中，货币政策目标是随经济条件的不同而不断发展和变化。20世纪70年代中期以后发达经济体普遍出现滞涨现象，使得货币政策的目标转为稳定物价为主。在Friedman（1970）提出货币政策最主要的目标在于维持物价水平稳定，促进经济增长后，货币政策对物价水平和经济增长的作用成为宏观经济学最热的议题之一。1990年，新西兰率先提出，货币政策应当以控制通货膨胀为唯一目标，其后，美国、英国、加拿大、澳大利亚等十几个国家相继接受了反通货膨胀的货币政策。
2007—2008年，我国经济运行中出现流动性过剩现象，为抑制通货膨胀，稳定物价，央行连续6次加息，1年期存款基准利率从2.52%上调至4.14%，累积上调幅度为1.62%。之后，由于受到全球性金融危机的冲击，我国经济增长速度持续下降，为抵御金融危机的冲击，我国央行将货币政策由从紧转向适度宽松，其主要标志是从2008年下半年开始，三个多月连续5次降息，一年期存款基准利率从4.14%下调至2.25%，累积下调幅度为1.89%。2010年，全球经济进入复苏期，中国经济也迅速增长，随着日渐增加的通胀预期，为缓解通胀压力，央行两次上调一年期存款基准利率。目前，由于我国宏观经济存在潜在的全面通货膨胀的危险，国家已经明确地将物价稳定作为近期经济工作的最终目标。在这种背景下，研究货币政策与物价稳定之间的关系具有重要的现实意义。
二、文献综述
目前国内外学者对货币政策与物价稳定两者之间的关系进行了大量的研究。Hafer and Kutan（1993）使用1952—1987年的年度数据，检验了中国的实际收入、M0、M2和物价水平之间的关系。他们认为，这些变量之间的关系对物价指数的类型尤为敏感，而且M0和M2这类货币总量指标对于中国的货币政策来说是有用的指标。Mccandless and Weber（1995）通过对110个国家进行研究发现：货币供应量与通货膨胀之间有很强的相关性，其相关系数在0.92～0.9，并且从长期来看，货币供给量的增加与实际产出无关，而仅与通货膨胀有关，即货币供应量的变化最终会体现在物价的变化上。而Crowder（1998）则认为，从理论上来说，货币供应量是影响的通货膨胀最重要的因素，央行可以通过控制货币供应量进而影响通胀预期和通胀水平。但是，大量实证分析表明，现实中货币供应量对通货膨胀的解释能力很有限。Estrella and Mishkin（1997）则认为，由于货币流通速度的不稳定性，通货膨胀难以仅依靠货币供应量的变化来解释。Roffia and Zaghini（2008）对15个工业化国家的研究发现，货币增长对通货膨胀的短期冲击不明确。Milas（2009）通过对英国的实证研究表明，只有当货币增长率超过10%时，才能对通货膨胀产生影响。
就国内学者而言，朱慧明和张钰（2005）采用协整和误差修正模型实证分析了我国1994-2004年间货币供给量增长与通货膨胀之间的长期均衡关系和短期动态关系，研究表明中国的通货膨胀是货币现象，货币政策最终会影响到物价水平。马雪彬和朱东洋（2010）利用VAR模型进行实证研究表明：货币供给量变动是通货膨胀的格兰杰原因，并且货币供给量变动对通货膨胀的有效影响时期为9个季度，其影响程度于滞后第5期达到峰值。其研究结果表明中国的通货膨胀仍然是一种货币现象。吴剑飞和方勇（2010）基于新开放宏观经济学（NOEM）框架分析了中国的通货膨胀问题，并利用贝叶斯向量自回归模型（BVAR）进行了计量检验。研究结果发现新开放宏观模型对中国的通货膨胀有较好的解释力，货币供应量无论是在长期还是短期都是诱发通货膨胀的主要原因，而外部冲击向中国的传导路径是受阻碍的。然而，我国部分学者的研究也有一些不同的观点。刘金全（2004）利用1982-2004年间的M0和M1月度同比增长率进行实证检验，检验结果表明通货膨胀率与货币供给增长率之间不存在显著的协整关系。杨溢（2011）通过实证研究发现，货币供应量的冲击并不能有效解释我国通货膨胀现象，超额的货币供应并不是影响我国通货膨胀的重要原因。
综合以上分析，目前对于货币供应量对通货膨胀的影响研究主要运用向量自回归模型（VAR）和误差修正模型这两种方法进行的实证研究。这两种方法都是在线性假设的前提下进行的研究，但这种假设显然是与现实经济运行相违背的。以中国为例，从20世纪80年代至今，我国的宏观经济政策、经济制度、经济结构等方面都发生了重大的变化，这种经济环境的转变必然会对通货膨胀的形成机制产生非线性的影响，从而影响到货币供应量对通货膨胀的作用机制。因此，为克服已有文献的不足，本文拟采用STR模型对此问题进行实证分析，从而更精确地揭示货币供应量与通货膨胀之间的内在非线性依从规律。
（二）变量选择与数据说明
cpii为第i期的居民消费价格指数，dcpii为该序列的一阶差分序列，本文将其作为物价稳定的代理变量；msi为第i期的货币供应量，本文选取狭义货币M1（流通中的现金加上企事业单位活期存款）作为货币政策的中介目标变量。在构建模型的过程中也选择了广义货币供应量M2，但其对物价稳定的影响滞后12期，并且在建立模型非线性部分时多数变量不显著。 四、模型设定和实证结果
（一）模型估计
1. 单位根检验。为了客观分析货币供应量与物价稳定之间的相互关系，首先对时间序列进行平稳性检验。我们分别采用ADF和PP检验，检验结果见表1。
从表1的平稳性检验结果可以看出，cpii和msi序列的ADF值均大于1%显著水平上的临界值，不能拒绝单位根假设。而一阶差分后两个序列的ADF值均小于1%显著水平上的临界值，因此拒绝单位根假设。其一阶差分序列均为平稳序列，说明两个序列都是1阶单整的。
2. 协整检验。本文采用Johansen协整检验法来检验两者之间的协整关系。根据从一般到特殊的建模过程，得出两变量最理想组合为自变量滞后2阶，因变量滞后1阶。然后采用Johansen极大似然估计法对VAR（1，2）模型进行检验，检验结果见表2。由表2可以看出，货币供应量与物价水平之间存在两个协整关系。
3. 因果关系检验。协整检验表明货币供应量与通货膨胀之间存在两个协整关系，因而可以进行格兰杰因果关系检验，结果见表3。
4. 非线性检验。在确定自回归项后，根据Ter?svirta（1998）的处理方法，首先要在选定转换变量的情况下，对模型进行线性假设检验，在拒绝线性假设的条件下，需要进一步确定模型的形式是由表4的检验结果可以看出，当以时间变量TREND为转换变量时，接受线性假设的概率为3.702 0e-02，即在5%的显著水平上，拒绝货币供应量与物价水平之间存在线性关系的原假设，从而接受备择假设，即货币供应量与物件水平之间存在非线性关系。根据序贯检验原来，由于F3统计量的P值最小，从而可以确定转换函数G的形式为LSTR2型，即（4）式。
（二）模型检验
在建立线性模型之后需要对模型进行相关检验，以避免模型误设，提高模型的质量。相应地，在对非线性模型参数估计之后，也需要对模型进行误设检验。STR模型的误设检验是线性模型误设检验的进一步推广。
2. 异方差检验。异方差（又称方差扩大化）是经济计量研究中一个不可回避的问题，自1961年Ferguson首次提出“异方差性”问题以来，对异方差的检验方法不断发展和完善。常用的检验方法有图示法、等级相关系数法、Bartlett检验、Wald检验、拉格朗日乘数检验、似然比检验和White大样本检验等。这些方法的共同思路是设法通过误差的估计量来检验误差方差与解释变量是否存在相关性，若存在明显的相关，则原模型存在异方差性。显然这些方法并没有描述出误差项随时间变化的特征。为此，本文采用采用Engle（1982）提出的ARCH模型来检验残差序列随时间的异变性。对序列t2进行滞后8阶自回归，结果见表7。由表7的检验结果可以看出，ARCH-LM和F统计量的P值都大于0.05，即残差序列不存在异方差。可见，LSTR2模型通过了异方差检验。
（三）结果分析
转换函数在0和1之间进行转换，可以看出在10%的显著水平下，模型的线性部分dcpit-1、dmst的系数不显著，dmst-1、dmst-1的系数是显著的，这表明当期物价水平上涨主要是由于前期过多的货币供应量导致的，表现为一种货币现象；模型的非线性部分只有dmst的系数在10%显著水平下是不显著的，dcpit-1的系数显著为正，表明物价水平的惯性上涨态势，dmst-1和dmst-1的系数显著为负，其符号与期望相反，本文将从通货膨胀形成的深层次原因对这一现象进行剖析。
五、结论与政策建议
本文从货币供应量的视角，研究了2001-2011年我国货币政策与物价稳定之间的内在影响关系，发现货币政策对物价水平存在着非线性、非对称性冲击效应。本文的主要结论可以总结为：
1. 在线性假设下，货币供应量与物价稳定之间存在比较明显的双向格兰杰因果关系，并且这种关系可以通过非线性LSTR模型表达。
2. 在本文研究的样本区间中，货币供应量与物价稳定之间发生两次非线性转换机制。第一次主要是由于我国内部的经济结构、消费结构等方面发生重要的转变，而第二次主要是由于外部经济环境所导致，其中最主要原因是由于美国次贷危机所引发的全球性的国际金融危机。
通过实证研究可以发现，货币供应量仍然是导致我国物价水平波动的重要原因。因此，在这种情况下，央行应该加强对货币供应量的控制，同时积极地配合调整产业政策、增加供给等政策，达到控制物价水平的理想效果。另一方面，随着我国对外开放程度的不断提高，外部因素也逐渐成为影响我国物价水平的重要因素。因此，需要密切关注国际经济环境的变化，同时要进一步改善人民币汇率体制，使其成为阻止外部通货膨胀传染到国内物价水平的重要制度安排。当然，由于我们在本文中只考虑货币供应量对物价水平的影响，而忽略了通货膨胀预期、产出缺口等因素，研究结论存在一定的局限性，有待进一步深入研究。
参考文献：
[1]Crowder，W. J.，The long-run link between money growth and inflation [J].Economic Inquiry，1998，（36）：229-243.
[2]Estrella，A.，and F. S. Mishkin，Is there a role for monetary aggregates in the conduct of monetary policy？ [J].Journal of monetary economics，1997，（40）：279-304.
[3]Friedman，M.，A Theoretical Framework for Monetary Analysis[J].The Journal of Political Economy，1970，（2）：193-238.
[4]Granger，Clive W.J.，and Timo，Modelling Nonlinear Economic Relationships[M].Oxford，UK： Oxford University Press，1993. [5]Hafer R. W. and Kutan A. M.，Further Evidence on Money，Output，and Prices in China[J].Applied Economics Letters，1993，（2）：101-105.
[6]McCandless，G. T.，and W. E. Weber，Some monetary facts [J].Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，1995，（19）：2-11.
[7]Milas，C.，Does high M4 money growth trigger large increases in UK inflation？ Evidence from a regime-switching model [J].Oxford Economic， 2009：61，168.
[8]Quandt，R. E.，The estimation of parameters of a linear regression system obeying two seperate regimes[J]. Journal of the Royal Statistical Association，1985，（53）：873-880.
[9]Roffia，B.，and Zaghin，A.，A excess money growth and inflation dynamics[EB/OL]. http：//www.amu-investments.com，2008.
[10]Timo，Modelling Economic Relationships with Smooth Transition Regressions [J].In Handbook of Applied Economic Statistics，Eds. by Ullah，A.，Giles，D.E.A.，1998：507-552.
[11]何静，李村璞，邱长溶.信贷规模与房地产价格的非线性动态关系研究[J].经济评论，2011，（2）.
[12]黄飞雪，王云.汇改前后实际汇率对中国向欧元区出口影响的比较[J].数量经济技术经济研究，2011，（3）.
[13]刘金全，张文刚，刘兆波.货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡关系分析[J].中国软科学，2004，（7）.
[14]李世美.金融稳定与物价稳定的货币政策目标选择[J].现代经济探讨，2009，（5）.
[15]左顺根. 中国宏观经济状况与货币政策抉择-基于后危机时代的视角[J].经济与管理，2011，（1）.
[16]马雪彬，朱东洋.中国货币供给量与通货膨胀关系的 VAR 模型实证分析[J].长安大学学报（社会科学版），2010，（12）.
[17]吴剑飞，方勇.中国的通货膨胀： 一个新开放宏观模型及其检验[J].金融研究，2010，（5）.
[18]杨溢.货币供应与通货膨胀的动态关系研究[J].经济理论与经济管理，2011，（7）.
[19]朱慧明，张钰.基于ECM模型的货币供给量与通货膨胀关系研究[J].管理科学，2005，（5）.
[20]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007，（8）.
责任编辑、校对：秦学诗