【文章內(nèi)容簡介】 ，建立了比較符合實際的模型。ISLMBP模型既考慮了固定匯率制，又考慮了浮動匯率制，基本符合我國有管理的浮動匯率制的情形。因此，ISLMBP模型對分析我國當(dāng)前的人民幣匯率的傳導(dǎo)機制具有重要的指導(dǎo)意義可參考價值[4]。當(dāng)然也有一些經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為蒙代爾－弗萊明模型存在諸多不足。例如，由于現(xiàn)實的各種壁壘，即使利差保持穩(wěn)定，資本不可能以水平移動。很多經(jīng)濟學(xué)家在他們的基礎(chǔ)上進(jìn)行了更廣泛的研究，奧伯斯特費爾德和羅戈夫[5]建立了兩國模型。該兩個模型的優(yōu)點在于它既能反映經(jīng)濟體之間的重要聯(lián)系，又保留了簡單及易于處理的特性。利用該兩國模型可以考察貨幣政策之間的影響，而這在以前的封閉經(jīng)濟模型中是不存在的。由于開放經(jīng)濟和其它經(jīng)濟相互聯(lián)結(jié)，一個經(jīng)濟體的政策措施有可能會影響其它經(jīng)濟體的均衡情況，即可能會出現(xiàn)溢出效應(yīng)。一個的貨幣政策將取決于其它國家貨幣政策的反映。由于存在這些溢出效應(yīng)，國與國之間有必要進(jìn)行政策協(xié)調(diào)。 實證研究 貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的長期影響研究關(guān)于貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的實證研究在國外非常流行，許多經(jīng)濟學(xué)家從不同角度對這個問題進(jìn)行詳細(xì)闡述。在已有的研究成果中，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的長期影響居多。在這些研究中有代表性的有：Luis Araujo, Braz Camargo（2008）[6]分析了如何名義的貨幣供應(yīng)量變動如何影響經(jīng)濟增長。雖然人們普遍認(rèn)為貨幣供應(yīng)量增長和經(jīng)濟增長是顯著相關(guān)的長遠(yuǎn)關(guān)系，短期偏差通常是個案。理論上分析得出的這種偏離短期內(nèi)可以歸因于全球房地產(chǎn)供給沖擊的影響了經(jīng)濟，并提供有利于這一假設(shè)的證據(jù)以及證實了從美國長遠(yuǎn)來看貨幣供應(yīng)量增長率和經(jīng)濟增長是顯著相關(guān)的。Andreas Schabert（2009）[7]通過一個無摩擦的金融市場和價格粘性的標(biāo)準(zhǔn)宏觀模型分析利率目標(biāo)和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。證實了平穩(wěn)序列的貨幣供應(yīng)量滿足利率的期望目標(biāo)，進(jìn)而影響經(jīng)濟增長。一個具有積極的反映通貨膨脹目標(biāo)利率對應(yīng)一個適當(dāng)?shù)呢泿殴?yīng)量，即貨幣供應(yīng)量增長有伴隨適當(dāng)?shù)耐ㄘ浥蛎浡噬仙泿殴?yīng)量有利于經(jīng)濟增長。Giorgio Valente（2009）[8]研究美國貨幣政策對美國和兩個新興經(jīng)濟體，香港和新加坡，在許多方面對市場利率有著相似的反應(yīng)，而且在過去的20年經(jīng)歷了相反的匯率制度。研究結(jié)果表明，基于聯(lián)邦基金期貨利率的市場預(yù)期，說明聯(lián)邦公開市場委員會公布的文件嚴(yán)重影響美國的利率期限結(jié)構(gòu)和兩個亞洲國家。此外，國際利率圍繞邦公開市場委員會公布的數(shù)據(jù)變動，債券到期增加短期貸款到期的負(fù)面影響。最后，對于新加坡而言，發(fā)現(xiàn)美國市場利率的反應(yīng)，既有國外和國內(nèi)的貨幣政策影響。這些結(jié)果強有力說明變動取決于的期貨風(fēng)險溢價和可度量的利率期望，美國貨幣供應(yīng)量變化可以通過利率、匯率途徑向香港和新加坡傳導(dǎo)。Yulia Vymyatnina（2006）[9]研究了19952004年期間俄羅斯貨幣供應(yīng)量的傳導(dǎo)機制的間接調(diào)查。結(jié)果支持貨幣供給內(nèi)生性在俄羅斯經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟兩種可能性。這意味著利率管理可能是對俄羅斯銀行更好的政策工具。通貨膨脹被發(fā)現(xiàn)是是由于貨幣供應(yīng)量增長，支持本國貨幣供應(yīng)量內(nèi)生性的觀點，貨幣供應(yīng)量變化會影響經(jīng)濟增長。Svensson(1999)[10]通過簡單貨幣模型對美國相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，得出貨幣能夠?qū)Ξa(chǎn)出的變動做出很好的解釋，即使是在考慮了利率的影響之后，貨幣對產(chǎn)出的解釋程度仍然相當(dāng)高。Sims (l972)[11]利用Granger因果檢驗方法來檢驗貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系。Sims在該論文中以美國數(shù)據(jù)作為樣本，用名義GDP和貨幣供應(yīng)量建立雙變量模型，研究結(jié)果表明產(chǎn)出的變化可以用貨幣來進(jìn)行解釋，即貨幣供應(yīng)量的變化是名義產(chǎn)出GDP變化的顯著原因. McCandles和Web（1995）[12]通過實證分析了110個國家30年期間的相關(guān)數(shù)據(jù)后，得出了貨幣供應(yīng)量與實際產(chǎn)出的增長率之間沒有相關(guān)性的結(jié)論，然而這一結(jié)論并不具有很強的說服力，因為他們在OCED國家子樣本中也發(fā)現(xiàn)存在實際產(chǎn)出增長與貨幣供應(yīng)量增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者也在貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的長期影響方面進(jìn)行了較深入的研究。例如,郭明星、劉金全、劉志剛(2005)[13]利用具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)制的向量誤差修正模型得出我國產(chǎn)出與貨幣供應(yīng)量之間存在長期的均衡關(guān)系，并且貨幣供應(yīng)量增長率與產(chǎn)出增長率之間的影響關(guān)系，依賴于經(jīng)濟周期的階段性。錢士春(2004)[14] 利用19622002年期間的貨幣供應(yīng)量和GDP相關(guān)數(shù)據(jù)，通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型對貨幣供應(yīng)量與GDP進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)果表明:在19622002年期間貨幣供應(yīng)量增長率的一次永久性變化對產(chǎn)出具有長期影響，貨幣長期超中性不成立。林仲賢、劉傳哲（2008）[15]通過對我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長時間序列的單整性判斷、Granger因果檢驗以及協(xié)整檢驗，建立兩者之間的誤差修正模型，實證分析結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的影響具有一定的滯后性。此外，分析還表明貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟增長的Granger原因，它對經(jīng)濟增長的預(yù)測起到重要的作用。由此得出貨幣供應(yīng)量作為中央銀行重要的貨幣政策中介目標(biāo)，通過間接貨幣政策工具調(diào)控貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而調(diào)控經(jīng)濟增長是有效的。陸軍、舒元(2002)[16]運用Granger因果檢驗以及Fisher與Seater的長期導(dǎo)數(shù)的方法對我國在19782000年期間貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟增長的進(jìn)行實證研究。通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)我國在19782000年期間經(jīng)濟增長是貨幣供應(yīng)量的Granger原因，在長期中貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟沒有實質(zhì)性的影響或者說貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的影響越來越弱，也就是在長期中通過擴張性的貨幣政策來增加貨幣供應(yīng)量實現(xiàn)中國經(jīng)濟持續(xù)增長是行不通的。李建?。?004）[17]采集了我國近十多年的相關(guān)經(jīng)濟指標(biāo)數(shù)據(jù) ，運用時間序列技術(shù)對其進(jìn)行實證分析 ，得出的結(jié)論是:貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長這一貨幣政策最終目標(biāo)具有較強的相關(guān)性，但作為中介目標(biāo)的長遠(yuǎn)效應(yīng)卻相對弱化。肖新成、谷新輝（2008）[18]運用單位根、協(xié)整檢驗和誤差修正模型，探討了我國貨幣供應(yīng)量變動對股票市場的影響，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的股票市場傳導(dǎo)途徑的作用正日益顯現(xiàn)，得出貨幣供應(yīng)量變動對股價指數(shù)存在長期均衡關(guān)系。肖衛(wèi)國、靳靜（2007）[19]本文運用向量誤差修正模型、協(xié)整檢驗對我國貨幣政策的中介目標(biāo)進(jìn)行了實證分析，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的有效性正在降低，必須加快利率的市場化，為利率成為中介目標(biāo)創(chuàng)造好的外部環(huán)境。方國斌、馬慧敏等（2008）[20]首先分析貨幣主義的主要觀點，然后根據(jù)新貨幣數(shù)量學(xué)說建立我國貨幣供應(yīng)量的計量經(jīng)濟模型。采用實證分析的方法，通過研究長期均衡模型和誤差修正模型，得出收入和價格的波動對貨幣需求量都能產(chǎn)生一定的影響，從而影響貨幣供給。而從長期觀點來看，貨幣的供應(yīng)量對就業(yè)和實際收入的影響應(yīng)該是微弱的。從模型的結(jié)果可知我國長期以來的貨幣供應(yīng)政策具有穩(wěn)定性。丁軍軍、朱建平（2006）[21]系統(tǒng)分析了我國貨幣供應(yīng)量、GDP增長以及通貨膨脹這三者之間的關(guān)系，并依據(jù)協(xié)整理論建立了反映三者發(fā)展變化關(guān)系的誤差修正模型(ECM)以及向量誤差修正模型(VEC)。通過對模型的分析得出結(jié)論:這三者之間存在著短期的波動與長期的均衡關(guān)系。還有些國內(nèi)學(xué)者對不同口徑貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長關(guān)系進(jìn)行研究。戴建軍（2007）[22]利用我國1992年第1季度~2006年第3季度的數(shù)據(jù)，通過Granger因果關(guān)系檢驗、Wald系數(shù)檢驗和HP濾波分析，檢驗了貨幣供應(yīng)量(M2)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)之間的協(xié)整關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn):M2和GDP之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且M2與GDP之間的關(guān)系顯著正相關(guān)。通過實證分析表明:我國貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的短期調(diào)控效果不明顯，我國貨幣供應(yīng)量具有明顯的內(nèi)生性。韓平等（2005）[23]試圖求解我國M2/GDP的動態(tài)增長路徑，并對與此相關(guān)的金融政策選擇進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)，我國M2/GDP的變動路徑具有Logistic曲線的基本形狀，將經(jīng)歷先加速上升后增長速度逐漸減緩，最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)的變化過程。并且估算了我國M2/GDP的增長上限及其變化拐點。研究還發(fā)現(xiàn)，M2/GDP的上升并不必然意味著通脹壓力加大，只有M2/GDP偏離動態(tài)增長路徑時，才會對通貨膨脹產(chǎn)生影響。估算了2005年貨幣供應(yīng)量的合理區(qū)間。認(rèn)為應(yīng)繼續(xù)實施穩(wěn)健貨幣政策，合理確定貨幣總量增長速度，繼續(xù)推進(jìn)體制性改革等措施確保經(jīng)濟金融的穩(wěn)定運行。陸云航（2005）[24]利用我國19522003 的年度數(shù)據(jù)，討論了貨幣沖擊對實際產(chǎn)出和價格水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)，價格水平和實際產(chǎn)出與M0之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，而與MM2之間不存在協(xié)整關(guān)系。通過構(gòu)建了一個三變量的向量自回歸模型和向量誤差修正模型，最后運用Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)討論了貨幣沖擊對實際產(chǎn)出和價格水平的影響，結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)具有內(nèi)生性，而當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時，實際產(chǎn)出會先于價格水平開始增加，但是隨后實際產(chǎn)出比價格水平下降得更迅速。 貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的短期影響研究國外學(xué)者在貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長的短期影響的研究成果也很豐富。具有代表性的有：Sunil Ashra, Saumen Chattopadhyay,Kausik Chaudhuri（2004）[25]根據(jù)貨幣主義者觀點，貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹協(xié)同性較高是由于由于隱含貨幣供應(yīng)量中立的假設(shè)。闡述了貨幣主義的貨幣數(shù)量理論版表達(dá)的概念，指出了貨幣數(shù)量對經(jīng)濟增長的變化影響，但不是在宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)的實際變量。這個問題的實證研究以一個發(fā)展中國家印度為例，考察貨幣，產(chǎn)量和價格水平之間的關(guān)系。我們找到雙向存在貨幣和價格之間的水平和方向的因果關(guān)系并且貨幣是非中立的。據(jù)此認(rèn)為，在印度貨幣從從長遠(yuǎn)來看，貨幣與財政赤字或者高能貨幣沒有必然的關(guān)系。Yoshimasa Aokia, Yasunobu Tomoda（2009）[26]研究了弗里德曼規(guī)則中最優(yōu)貨幣供應(yīng)量在公用事業(yè)和現(xiàn)金信貸模型作用，同時考慮兩個規(guī)格的內(nèi)源性貼現(xiàn)因子。在第一個規(guī)范中，貼現(xiàn)因子直接取決于效用水平。在第二規(guī)范中，貼現(xiàn)因子取決于每一個部分的效應(yīng)功能。結(jié)果表明，在前一個規(guī)范的弗里德曼規(guī)則是最佳政策。根據(jù)后者，然而，雖然弗里德曼規(guī)則是最適合的模型，它是不能獲得現(xiàn)金貸款模型的最優(yōu)。弗里德曼和施瓦茨(Schwartz)(1963)[27]利用美國歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究。他們給出了M0， M1， M2對數(shù)值與GDP的對數(shù)值變化軌跡的散點圖，并進(jìn)行了短期分析。研究結(jié)果表明，盡管三個變量的變化特征有所相同，但是在短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的變化主要影響GDP，也部分影響物價。貨幣供應(yīng)量相對于GDP的滯后值或超前性特征表明貨幣在短期內(nèi)確實對GDP具有影響。卡爾E沃什[28]在《貨幣政策與理論》中，也得出了類似的結(jié)論，他也采用實際GDP對數(shù)與三種不同統(tǒng)計口徑的貨幣供應(yīng)量作相關(guān)分析，研究美國的貨幣供應(yīng)量與GDP的短期相關(guān)系數(shù)。研究結(jié)果表明在短期貨幣供應(yīng)量對GDP有著重要影響。但是，隨著貨幣指標(biāo)從M0過渡到M2后，貨幣與GDP的相關(guān)系數(shù)也相應(yīng)地發(fā)生了一些變化。不管是從超前還是從滯后角度來看，貨幣供應(yīng)量指標(biāo)M0與實際GDP都是正相關(guān)的。但是從在滯后的時候與實際GDP正相關(guān)，在超前的時候則為負(fù)相關(guān)。國內(nèi)研究主要研究成果有：易綱(1996)[29]考察了改革前后不同時期相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了貨幣與收入之間因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)19531978年間M2對國民收入不存在Granger意義上的因果關(guān)系，而在改革期間(19781991)貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟活動有影響。鐘源等（2008）[30]根據(jù)我國相關(guān)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用ECM模型分析，得出我國的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長存在線性正相關(guān)關(guān)系，我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長之間具有動態(tài)調(diào)整機制，非均衡誤差項的存在保證貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長之間均衡關(guān)系的自動實現(xiàn)，相關(guān)結(jié)論為制定有助于經(jīng)濟穩(wěn)定增長的貨幣政策提供依據(jù)。陸彥等（2005）[31]通過對我國19912004年經(jīng)濟統(tǒng)計資料的分析，認(rèn)為20世紀(jì)90年代以來，我國經(jīng)濟的增長離不開貨幣供應(yīng)的支持，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與貨幣供應(yīng)量之間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。經(jīng)進(jìn)一步分析，得出了我國20022004年貨幣供應(yīng)量偏多的結(jié)論，并就當(dāng)前我國貨幣政策作了理論分析，提出了相應(yīng)的政策建議。牛筱穎(2005)[32]采用19942004年的季度數(shù)據(jù)，分別對貨幣供應(yīng)量與物價和產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗分析。檢驗結(jié)果表明，我國貨幣供應(yīng)量的可控性在增強，貨幣供給對產(chǎn)出和物價的影響有一兩年時滯，近期內(nèi)仍適合作為中介目標(biāo)，但政策操作需要有前瞻性。認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是否仍然適宜作為貨幣政策中介目標(biāo)，要看其是否可控，也要看其與貨幣政策最終目標(biāo)之間的關(guān)系如何。還有部分學(xué)者研究了不同口徑貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的短期關(guān)系。李丹（2008）[33]選取1996年至2006年GDP、CPI、M2的季度數(shù)據(jù)，從相關(guān)性的角度，通過實證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性很強，不能僅僅認(rèn)為M2不能充分解釋這兩年的經(jīng)濟現(xiàn)象就否定它作為中介目標(biāo)的合理性和有效性。梁彤纓等（2008）[34]采用1999年1月至2008年4月的月度數(shù)據(jù)，針對中國廣義貨幣供應(yīng)量M2對居民消費價格指數(shù)的影響進(jìn)行了實證分析。首先對CPI和M2的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗、協(xié)整檢驗，然后通過建立分布滯后模型得出M2對CPI的影響具有六個月左右的滯后。丁佳(2005)[35]通過Granger因果關(guān)系檢驗，得出M0與GDP之間沒有相關(guān)關(guān)系，MM2是影響產(chǎn)出變化的重要原因，且M2對GDP的影響大于M1。黃先開、鄧述慧(2000)[36]采用兩步OLS法對中國是否存在貨幣政策非對稱性以及預(yù)期到的貨幣政策對產(chǎn)出有無影響進(jìn)行了實證分析，其基本結(jié)論是：不論預(yù)期的貨幣供給沖擊還是非預(yù)期的貨幣供給都對產(chǎn)出會產(chǎn)生巨大影響；貨幣供給M1的沖擊對產(chǎn)出的影響具有對稱性，而貨幣供給M2的沖擊對產(chǎn)出的影響具有非對稱性，正的貨幣沖擊對經(jīng)濟增長具有明顯的促進(jìn)作用，而負(fù)的貨幣沖擊對經(jīng)濟增長有一定的抑制作用。徐強[37]考察了1979年 1999年經(jīng)濟增長率和貨幣量增長率之間的關(guān)系，剔除價格變動和貨幣化程度的基礎(chǔ)上，通過相關(guān)回歸分析和檢驗，得出的基本結(jié)論是:本年、上年貨幣增長對本年經(jīng)濟增長的具有顯著的線性支持作用。在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，不同口徑的貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的相關(guān)性有所不同，在1983年 1