(中國人民大學(xué) 圖書館，北京 100872)

一、 引言

(一)文獻(xiàn)綜述

我們?cè)谥袊诳臄?shù)據(jù)庫即中國知網(wǎng)上，以商品流通并且包含貨幣流通作為主題詞進(jìn)行了檢索，共得到372條檢索結(jié)果，其中：專門討論商品流通問題的文獻(xiàn)為5篇，占比為1.34%；專門討論貨幣流通問題的文獻(xiàn)為336篇，占比為90.33%；專門討論商品流通與貨幣流通間關(guān)系的文獻(xiàn)為31篇，占比為8.33%，定性討論的文獻(xiàn)為24篇，占比為6.45%，定量討論的文獻(xiàn)為7篇，占比為1.88%，而在定性討論的24篇文獻(xiàn)中專門介紹馬克思《資本論》中的商品流通與貨幣流通關(guān)系的文獻(xiàn)為9篇，占比為2.42%，另外15篇(占比為4.03%)是專門解釋或者結(jié)合實(shí)際問題討論商品流通與貨幣流通間關(guān)系的文獻(xiàn)，在這15篇中又有6篇文獻(xiàn)是建國后到改革開放前這段時(shí)間發(fā)表的。可見，迄今為止，在我國學(xué)術(shù)理論界專門討論商品流通與貨幣流通間關(guān)系的文獻(xiàn)并不多見，只有22篇，其中，有15篇文獻(xiàn)側(cè)重于定性分析，它們認(rèn)為商品流通與貨幣流通的關(guān)系是相互讓渡關(guān)系、互相牽動(dòng)關(guān)系、對(duì)應(yīng)反饋關(guān)系[1]，商品流通與貨幣流通之間既有靜態(tài)關(guān)系又有動(dòng)態(tài)關(guān)系[2]，等等；有7篇文獻(xiàn)則側(cè)重于定量分析，其中，宋光輝、柴曼瑩[3]從理論上推導(dǎo)出了幾個(gè)公式，試圖尋求需求膨脹與貨幣流通速度、商品流通速度之間的數(shù)量關(guān)系，但該文對(duì)本文的參考作用不大，因?yàn)闆]有實(shí)際操作性；龍瑋娟[4]認(rèn)為，通過將1965年的貨幣流通量作為正常的貨幣流通量，再通過物價(jià)指數(shù)的比值來計(jì)算出報(bào)告期需要的貨幣流通量。這種方法在建國后到改革開放前商品價(jià)格基本不變、商品流通環(huán)節(jié)和渠道基本不變、商業(yè)管理體制基本不變、存款和貸款或撥款管理體制基本不變、基建管理體制、銀行管理體制和外貿(mào)管理體制等都基本不變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境很穩(wěn)定的這段時(shí)間里，或許還有效，但在價(jià)格市場化、流通環(huán)節(jié)和渠道巨變、投融資管理體制與金融管理體制等經(jīng)濟(jì)管理體制均發(fā)生翻天覆地變化的今天，顯然是不合適的，即使在該文發(fā)表的1985年也不合理，因?yàn)楫?dāng)年上述的這些經(jīng)濟(jì)管理體制已經(jīng)開始發(fā)生變化。劉志強(qiáng)[5]認(rèn)為，1∶8即貨幣流通量：社會(huì)消費(fèi)品零售額的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)不能作為貨幣流通量是否正常的標(biāo)志，因?yàn)樵摫壤豢紤]了生活資料商品流通所需要的現(xiàn)金流通量，范圍較窄；該文與本文的分析思路大致上是一致的，盡管該文對(duì)馬克思的貨幣流通量規(guī)律和公式有一些誤解，但本文將把商品流通中的“商品”從生活資料擴(kuò)展到包括生活資料、生產(chǎn)資料和服務(wù)等在內(nèi)的所有用于交換的產(chǎn)品上來，把貨幣流通中的“貨幣”從現(xiàn)金擴(kuò)展為包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款等在內(nèi)的廣義貨幣上來。其余4篇均是筆者本人的拙作。其中3篇在分析工具上有一定缺陷，因?yàn)橹徊捎昧撕唵蔚幕貧w分析；而第4篇[6]在分析工具上則有了較大的改進(jìn)：在進(jìn)行回歸分析之前，首先進(jìn)行數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，然后再?zèng)Q定是否有必要進(jìn)行回歸分析，最后還進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，目的就是為了確認(rèn)商品流通與貨幣流通之間是否真的存在數(shù)量因果關(guān)系。

由此可見，上述專門研究商品流通與貨幣流通之間關(guān)系的文獻(xiàn)，其分析的基本框架就是馬克思關(guān)于商品流通與貨幣流通的基本理論。眾所周知，馬克思曾經(jīng)闡述過一個(gè)基本事實(shí)：即在任何一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，商品流通與貨幣流通這二者之間一般存在著某種客觀的比例關(guān)系，這種數(shù)量關(guān)系在通常情況下往往是透過貨幣流通量或與之相關(guān)的公式表現(xiàn)出來的。雖然馬克思并未明確指出，商品流通與貨幣流通之間的這種比例關(guān)系是固定不變的，或者是變化調(diào)整的；但是，我們認(rèn)為，馬克思所論述的商品流通與貨幣流通之間的這種數(shù)量關(guān)系肯定不是一成不變的，它將隨著經(jīng)濟(jì)條件和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化而自動(dòng)地不斷調(diào)整改變著。即使如此，商品流通與貨幣流通之間的某種比例關(guān)系或某種數(shù)量關(guān)系本身，也會(huì)一直客觀地存在著，它不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)條件和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的巨變而消失——我國的經(jīng)濟(jì)體制改革和經(jīng)濟(jì)實(shí)踐就充分證明了這一點(diǎn)。也就是說，變化調(diào)整的是二者間的數(shù)量或比例的大小，不變的則是二者間的這種數(shù)量或比例關(guān)系本身，它會(huì)一直存在下去，直到商品經(jīng)濟(jì)或市場經(jīng)濟(jì)消亡的那一天為止。當(dāng)然，我們?cè)?jīng)利用這個(gè)基本道理來探究、驗(yàn)證過美英日等發(fā)達(dá)國家的情況[6]，得到的結(jié)論證明，這三國的商品流通與貨幣流通之間的確存在某種內(nèi)在的比例關(guān)系。但是，我們并未對(duì)中國的具體情況進(jìn)行驗(yàn)證，那么，作為全球最大的發(fā)展中國家的中國，這二者之間是不是也保持著某種客觀的內(nèi)在的比例關(guān)系呢？這就需要我們用下面的實(shí)證研究來回答這個(gè)問題。

(二) 選擇指標(biāo)及其說明

我們?cè)诒疚闹羞x取了我國社會(huì)商品銷售總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量(M0、M1、M2)、年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額和它們的增長率一共十二個(gè)指標(biāo)，來作下面的實(shí)證分析。

關(guān)于指標(biāo)選擇的說明：

第一，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的含義。社會(huì)商品銷售總額包括社會(huì)消費(fèi)品零售總額、生產(chǎn)資料銷售總額、部分服務(wù)產(chǎn)品銷售額與1992年以來的商品房銷售額這四者之和，它比只用社會(huì)消費(fèi)品零售總額這個(gè)指標(biāo)來衡量商品流通的規(guī)模要更全面一些；此處的國內(nèi)生產(chǎn)總值是指采用生產(chǎn)法計(jì)算得到的數(shù)據(jù)，它基本上能反映宏觀的商品流通規(guī)模。

第二，用這些指標(biāo)來反映商品流通和貨幣流通的實(shí)際狀況有一些局限。如本文沒有選擇描述我國商品流通主體即商業(yè)機(jī)構(gòu)、商業(yè)網(wǎng)點(diǎn)及從業(yè)人員情況的指標(biāo)，因?yàn)檫@些指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)口徑在我國多年以來差別較大，數(shù)據(jù)又不完整，并且沒有連續(xù)性。同時(shí)，也沒有反映直接融資狀況的指標(biāo)。

第三，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在有些年份不完全一致。例如在《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》里1952年至2000年的現(xiàn)金數(shù)據(jù)就有較大出入，并不完全一致。這在某種程度上可能會(huì)影響實(shí)證分析的精準(zhǔn)性。

二、 我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)條件下商品流通與貨幣流通間關(guān)系的實(shí)證分析

(一) 社會(huì)商品銷售總額與貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2的關(guān)系

根據(jù)《中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒》1990～2004[7-21]、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》2006～2010[22-26]和《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)社會(huì)商品銷售總額SHX、完全紙幣M0、M1、M2在1952～2009年間的絕對(duì)額數(shù)據(jù)，首先檢驗(yàn)其單位根，然后再根據(jù)檢驗(yàn)得到的結(jié)果來做出決定是否進(jìn)行回歸分析。如檢驗(yàn)結(jié)果表明：這四個(gè)變量的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，則可對(duì)它們直接進(jìn)行線性回歸；若數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，但只要它們是同階單整的，仍然可進(jìn)行線性回歸，不過，最后必須對(duì)得到的回歸方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。如果是協(xié)整的，那么，該回歸方程就是有效的，不存在偽回歸問題。下面就對(duì)這四個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明，SHX、M0、M1是二階單整的，M2是五階單整的。由于這四個(gè)變量不是同階單整的，因而不能直接對(duì)它們進(jìn)行線性回歸，但可對(duì)SHX、M0、M1直接進(jìn)行線性回歸，得到如下方程：

1952～2009： SHX=-6563.44+8.654207M0

(2.1)

t=(-2.01239) (29.49549)

調(diào)整后的R2=0.938444 F=869.9839 P值= 8.38E-36

1952～2009： SHX=-1163.04+1.801482M1

(2.2)

t=(-0.76473) (62.67467)

調(diào)整后的R2=0.985693 F=3928.115 P值=1.48E-53

方程(2.1)～ (2.2)都通過了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，而且現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1前面的系數(shù)也都通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。再檢驗(yàn)其協(xié)整性，檢驗(yàn)結(jié)果表明，這兩個(gè)方程全部都是協(xié)整的，這就意味著這些方程是可靠的，沒有偽回歸方面的問題。亦即有證據(jù)表明，在1952～2009年間，我國SHX與M0、M1之間有數(shù)量關(guān)系：M0、M1每增加1億元，SHX將分別增加8.654億元、1.801億元。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)SHX與M0、M1、M2之間有沒有因果關(guān)系，則需要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來分別予以確認(rèn)。先對(duì)SHX與M0在1952～2009年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果說明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可得到拒絕“SHX does not Granger Cause M0”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)繼續(xù)增加時(shí)，該結(jié)論依然成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，由此得到的判斷結(jié)果是，社會(huì)商品銷售總額SHX是現(xiàn)金M0的格蘭杰原因，現(xiàn)金M0又是社會(huì)商品銷售總額SHX的格蘭杰原因。亦即有證據(jù)表明，在1952～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額SHX與現(xiàn)金M0之間存在雙向線性因果關(guān)系：社會(huì)商品銷售總額SHX每增加1億元，必定引起現(xiàn)金M0相應(yīng)增加1/8.654=0.116億元；現(xiàn)金M0每增加1億元，必定引起社會(huì)商品銷售總額SHX相應(yīng)增加8.654億元。可見，現(xiàn)金M0對(duì)社會(huì)商品銷售總額SHX變動(dòng)的影響呈放大效應(yīng)，而社會(huì)商品銷售總額SHX對(duì)現(xiàn)金M0變動(dòng)的影響則呈收縮效應(yīng)。對(duì)1952～2009年間的社會(huì)商品銷售總額SHX與狹義貨幣M1進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可得到拒絕“SHX does not Granger Cause M1”的結(jié)論，也得到拒絕“M1does not Granger Cause SHX”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，這兩個(gè)結(jié)論一直成立，這樣，我們得到的判斷結(jié)果是，社會(huì)商品銷售總額SHX是狹義貨幣M1的格蘭杰原因，狹義貨幣M1又是社會(huì)商品銷售總額SHX的格蘭杰原因。因此，有證據(jù)表明，在1952～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額SHX與狹義貨幣M1之間也存在雙向的線性因果關(guān)系：狹義貨幣M1每增加1億元，必定引起社會(huì)商品銷售總額SHX相應(yīng)增加1.801億元；社會(huì)商品銷售總額SHX每增加1億元，必將導(dǎo)致狹義貨幣M1相應(yīng)增加1/1.801=0.555億元?？磥恚M義貨幣M1對(duì)社會(huì)商品銷售總額SHX變動(dòng)的影響呈放大效應(yīng)，而社會(huì)商品銷售總額SHX對(duì)狹義貨幣M1變動(dòng)的影響則呈明顯的收縮效應(yīng)。

最后，對(duì)1952～2009年間的SHX與M2進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“SHX does not Granger Cause M2”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)繼續(xù)增加時(shí)，這個(gè)結(jié)論一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，我們由此得到的判斷結(jié)果是，社會(huì)商品銷售總額SHX是廣義貨幣M2的格蘭杰原因，廣義貨幣M2又是社會(huì)商品銷售總額SHX的格蘭杰原因。也就是說有證據(jù)表明，在1952～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額SHX與廣義貨幣M2之間也有雙向非線性因果關(guān)系。

至此，得到的基本判斷是：在1952～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額SHX與完全紙幣M0、M1、M2之間有雙向因果關(guān)系。因此，可以這樣說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模的社會(huì)商品銷售總額，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模的完全紙幣供應(yīng)量之間，在實(shí)際中確實(shí)存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(二) 社會(huì)商品銷售總額增長率與貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2的增長率的關(guān)系

根據(jù)《中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒》1990～2004[7-21]、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》2006～2010[22-26]和《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]在2.1中的相關(guān)數(shù)據(jù)資料，先對(duì)社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與完全紙幣增長率M0′、M1′、M2′進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果來決定是否直接進(jìn)行線性回歸。經(jīng)檢驗(yàn)，在1953～2009年間，SHX′、M0′、M1′、M2′是平穩(wěn)的，可對(duì)它們直接進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下：

1953～2009： SHX′=9.702717+0.334804M0′

(2.3)

t=(3.804923) (2.638516)

調(diào)整后的R2=0.096217 F=6.961766 P值= 0.010809

1953～2009： SHX′=6.965831+0.483132M1′

(2.4)

t=(2.429921) (3.300817)

調(diào)整后的R2=0.150168 F=10.89539 P值= 0.001697

1953～2009： SHX′= 5.342293+0.54671 M2′

(2.5)

′t=(1.938432) (4.155271)

調(diào)整后的R2=0.225088 F=17.26628 P值= 0.000114

方程(2.3)～(2.5)和三個(gè)變量M0′、M1′、M2′前面的系數(shù)也都通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。這也就是說，有證據(jù)表明，在1953～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′之間存在數(shù)量關(guān)系：現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′每增加1%，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′將分別增加0.335%、0.483%、0.547%。至于這四個(gè)指標(biāo)之間在統(tǒng)計(jì)上有沒有因果關(guān)系存在，這就需要我們對(duì)它們分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。先對(duì)1953～2009年間的社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與現(xiàn)金增長率M0′進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可得到拒絕“SHX′does not Granger Cause M0′”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，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，因此，我們得到的判斷結(jié)果是，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′不是現(xiàn)金增長率M0′的格蘭杰原因，但現(xiàn)金增長率M0′是社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′的格蘭杰原因。亦即在1953～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與現(xiàn)金增長率M0′之間有單向的線性因果關(guān)系：現(xiàn)金增長率M0′每增加1%，必將引起社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′相應(yīng)增加0.335%，而不是相反。

接著對(duì)1953～2009年間的社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與狹義貨幣增長率M1′進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，難以拒絕“SHX′does not Granger Cause M1′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該假設(shè)成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，由此一來，得到的判斷結(jié)果是，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′不是狹義貨幣增長率M1′的格蘭杰原因，但狹義貨幣增長率M1′則是社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′的格蘭杰原因。亦即在1953～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與狹義貨幣增長率M1′之間有單向的線性因果關(guān)系：狹義貨幣增長率M1′每增加1%，必將導(dǎo)致社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′相應(yīng)增加0.483%，而不是相反。

最后對(duì)社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與廣義貨幣增長率M2′在1953～2009年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，難以拒絕“SHX′does not Granger CauseM2′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該假設(shè)成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，于是，我們得到的判斷結(jié)果是：社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′不是廣義貨幣增長率M2′的格蘭杰原因，廣義貨幣增長率M2′也不是社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′的格蘭杰原因。這也就是說，沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與廣義貨幣增長率M2′之間存在因果關(guān)系。而社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與廣義貨幣增長率M2′之間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與廣義貨幣增長率M2′之外的其他因素的變動(dòng)間接引起的，并與社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′、廣義貨幣增長率M2′的變動(dòng)無關(guān)。

至此，得到的基本判斷是：在1953～2009年間，我國社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′之間有單向線性因果關(guān)系，但與廣義貨幣增長率M2′之間沒有因果關(guān)系?？梢姡鐣?huì)商品銷售總額增長率SHX′與現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′之間在多數(shù)情況下是存在因果關(guān)系的。綜合來看，實(shí)際中這四個(gè)變量之間確實(shí)存在著某種數(shù)量比例關(guān)系。因此，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的社會(huì)商品銷售總額增長率，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的完全紙幣供應(yīng)量增長率之間，在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際運(yùn)行中的確有一定的因果關(guān)系。

(三)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2的關(guān)系

根據(jù)《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》[32]和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2000》[33]中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)GDP與M0、M1、M2在1952～2009年間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于前面已檢驗(yàn)過M0、M1、M2的單位根，因而，這里只需檢驗(yàn)GDP的單位根即可。檢驗(yàn)結(jié)果表明，1952～2009年間的GDP是二階單整的，因而，可對(duì)GDP與M0、M1在1952～2009年間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，直接進(jìn)行線性回歸，得到如下方程：

1952～2009： GDP=-1871.47+8.251497M0

(2.6)

t=(-1.25274) (61.39841)

調(diào)整后的R2=0.985101 F=3769.765 P值= 4.59E-53

1952～2009： GDP=4202.344+1.679855M1

(2.7)

t=(3.360764) (71.08278)

調(diào)整后的R2=0.988843 F=5052.761 P值= 1.4E-56

方程(2.6)～ (2.7)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，而且現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1前面的系數(shù)也都通過了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，它們一致通過了5%顯著性水平下的臨界值檢驗(yàn)。這就說明這兩個(gè)方程是協(xié)整的，也就是說它們是可靠的，沒有偽回歸問題。同時(shí)也就意味著，有證據(jù)表明：在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1之間存在著數(shù)量關(guān)系：現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1每增加1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP將分別增加8.251億元、1.680億元。為了能夠從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)這三個(gè)變量之間在這段時(shí)間內(nèi)是否有因果關(guān)系，那就需要對(duì)它們分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。先對(duì)1952～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與現(xiàn)金M0的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“GDP does not Granger Cause M0”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該結(jié)論一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性。我們因此得到的判斷結(jié)果是，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是現(xiàn)金M0的格蘭杰原因，現(xiàn)金M0也是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因。這就意味著，有證據(jù)表明，在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與現(xiàn)金M0之間存在著一定的雙向的線性因果關(guān)系：現(xiàn)金M0每增加1億元，必將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP相應(yīng)增加8.251億元；而國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP每增加1億元，也必將導(dǎo)致現(xiàn)金M0相應(yīng)增加1/8.251=0.121億元?？梢姡F(xiàn)金M0對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP變動(dòng)的影響呈八倍的放大效應(yīng)，而國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對(duì)現(xiàn)金M0變動(dòng)的影響則呈十分明顯的收縮效應(yīng)。

然后對(duì)1952～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與狹義貨幣M1進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果清晰地表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“GDP does not Granger Cause M1”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該結(jié)論依然成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜎]有1階自相關(guān)性。所以，我們得到的判斷結(jié)果是，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是狹義貨幣M1的格蘭杰原因，狹義貨幣M1也是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因。亦即在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與狹義貨幣M1之間也有雙向的線性因果關(guān)系：狹義貨幣M1每增加1億元，必將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP相應(yīng)增加1.680億元；而國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP每增加1億元，也必將導(dǎo)致狹義貨幣M1相應(yīng)增加1/1.680=0.595億元。再對(duì)1952～2009年間國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與廣義貨幣M2的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果可以清楚地發(fā)現(xiàn)，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“GDP does not Granger Cause M2”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該結(jié)論一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣一來，我們得到的判斷結(jié)果是，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是廣義貨幣M2的格蘭杰原因，廣義貨幣M2也是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因。這就是說，有證據(jù)表明，在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與廣義貨幣M2之間保持著雙向的非線性因果關(guān)系。

至此，我們得到的基本判斷是：在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與完全紙幣即現(xiàn)金M0、狹義貨幣M1、廣義貨幣M2之間存在著一定的雙向因果關(guān)系。所以，可以這樣說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模的貨幣供應(yīng)量之間，在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際運(yùn)行中的確存在著數(shù)量因果關(guān)系。

(四) 國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP?與貨幣供應(yīng)量增長率M0′、M1′、M2′的關(guān)系

根據(jù)《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》[32]和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2000》[33]在2.3中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)GDP′與M0′、M1′、M2′在1953～2009年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于前面對(duì)M0′、M1′、M2′的單位根進(jìn)行了檢驗(yàn)并得到了檢驗(yàn)結(jié)果，所以，這里只需要檢驗(yàn)GDP′的單位根即可。檢驗(yàn)結(jié)果清楚地表明，1953～2009年間的GDP′是平穩(wěn)的。因而，可對(duì)1953～2009年間的GDP′與M0′、M1′、M2′直接進(jìn)行線性回歸分析，得到以下方程：

1953～2009： GDP′=8.536508+0.234346M0′

(2.8)

t=(5.168977) (2.851669)

調(diào)整后的R2=0.11297 F=8.132015 P值= 0.006114

1953～2009： GDP′=6.543212+0.343131M1′

(2.9)

t=(3.555646) (3.65194)

調(diào)整后的R2=0.180528 F=13.33666 P值= 0.000581

1953～2009： GDP′=5.243821+0.397M2′

(2.10)

t=(3.023717) (4.795151)

調(diào)整后的R2=0.281991 F=22.99348 P值= 1.28E-05

方程(2.8)～( 2.10)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗(yàn)，并且現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′前面的系數(shù)也都通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。亦即有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′之間有數(shù)量關(guān)系：現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′將分別增加0.234%、0.343%、0.397%。為了確認(rèn)它們間的線性關(guān)系是否是因果關(guān)系，需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)1953～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，難以拒絕“GDP′does not Granger Cause M0′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，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，于是，我們得到的判斷結(jié)果是，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′不是現(xiàn)金增長率M0′的格蘭杰原因，現(xiàn)金增長率M0′也不是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′的格蘭杰原因。這也就意味著，沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′之間有因果關(guān)系。而上述方程中的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′之間的數(shù)量關(guān)系，應(yīng)該完全是由除國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′之外的其他因素的變動(dòng)間接導(dǎo)致的。對(duì)1953～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與狹義貨幣增長率M1′進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果清楚地表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，難以拒絕“GDP′does not Granger Cause M1′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，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，因此，我們得到的判斷結(jié)果就是，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′不是狹義貨幣增長率M1′的格蘭杰原因，狹義貨幣增長率M1′也不是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′的格蘭杰原因。亦即沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與狹義貨幣增長率M1′之間有因果關(guān)系。而國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與狹義貨幣增長率M1′間的數(shù)量關(guān)系，應(yīng)該完全是由除國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與狹義貨幣增長率M1′之外的其他因素的變動(dòng)較為間接地形成的。對(duì)1953～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與廣義貨幣增長率M2′進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。清晰的檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，很難拒絕“GDP′does not Granger Cause M2′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該假設(shè)成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣一來，我們得到的判斷結(jié)果就是，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′不是廣義貨幣增長率M2′的格蘭杰原因，但廣義貨幣增長率M2′是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′的格蘭杰原因。這就是說有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與廣義貨幣增長率M2′之間保持著單向的線性因果關(guān)系：廣義貨幣增長率M2′每增加1%，必將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′相應(yīng)增加0.397%。可見，廣義貨幣增長率M2′對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′變動(dòng)的影響呈現(xiàn)出較為明顯的收縮效應(yīng)。

至此，我們可以得到的基本判斷是：在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′之間沒有因果關(guān)系，但與廣義貨幣增長率M2′之間有線性因果關(guān)系?？梢?，綜合起來看，這四個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)之間基本上沒有因果關(guān)系。因此，可以說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的現(xiàn)金增長率M0′、狹義貨幣增長率M1′、廣義貨幣增長率M2′之間，在實(shí)際中確實(shí)不存在數(shù)量因果關(guān)系。

(五) 社會(huì)商品銷售總額與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額的關(guān)系

根據(jù)《中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒》1990～2004[7-21]、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》2006～2010[22-26]和《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]年間在2.1中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)社會(huì)商品銷售總額SHX與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再?zèng)Q定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面已檢驗(yàn)過社會(huì)商品銷售總額SHX的單位根，因而，此處只需檢驗(yàn)?zāi)昴┙鹑跈C(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY的單位根即可。經(jīng)檢驗(yàn)，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY在1952～2009年間的單位根，屬于3階單整。因此，不能對(duì)1952～2009年間的社會(huì)商品銷售總額SHX與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY進(jìn)行回歸分析。為了搞清楚社會(huì)商品銷售總額SHX與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間是否存在統(tǒng)計(jì)上的數(shù)量因果關(guān)系，這就要求我們對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)必須進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果清楚地表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“SHX does not Granger Cause DKY”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該結(jié)論一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，我們由此得到的判斷結(jié)果就是，社會(huì)商品銷售總額SHX是年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY的格蘭杰原因，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY也是社會(huì)商品銷售總額SHX的格蘭杰原因。這也就是說，有證據(jù)表明，在1952～2009年間，社會(huì)商品銷售總額SHX與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間保持著一定的雙向非線性因果關(guān)系。

我們由此可以得到以下的基本判斷：有證據(jù)表明，在1952～2009年間，社會(huì)商品銷售總額SHX與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間存在數(shù)量因果關(guān)系。因此，可以說，某種程度上代表著商品流通總規(guī)模的我國社會(huì)商品銷售總額，與某種程度上代表著貨幣流通總規(guī)模的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額之間，在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際運(yùn)行中確實(shí)存在數(shù)量因果關(guān)系。

(六) 社會(huì)商品銷售總額增長率與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率的關(guān)系

根據(jù)《中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒》1990～2004[7-21]、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》2006～2010[22-26]和《中國金融年鑒》1989～1990、2007～2009[27-31]年間在2.1中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′在1953～2009年間的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，然后再?zèng)Q定是否進(jìn)行回歸分析。由于前面已檢驗(yàn)過SHX′的單位根，所以，此處只需檢驗(yàn)DKY′的單位根即可。經(jīng)檢驗(yàn)，1953～2009年間的DKY′是平穩(wěn)的，因而可對(duì)這二者直接進(jìn)行回歸分析，得到如下方程：

1953～2009： SHX′=6.419357+0.494457DKY′

(2.11)

t=(2.65831) (4.510328)

調(diào)整后的R2=0.256733 F=20.34306 P值= 3.44E-05

該方程通過了整體顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′前面的系數(shù)也通過了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)。這就是說，有證據(jù)表明，在1953～2009年間，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間存在著數(shù)量關(guān)系：年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′每增加1%，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′將增加0.494%。為了從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)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)。我們來看1953～2009年間的社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的格蘭杰因果關(guān)系狀況。清晰的檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，很難拒絕“SHX′ does not Granger Cause DY′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該假設(shè)成立，滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，這樣一來，我們得到的判斷結(jié)果就是，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′不是年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的格蘭杰原因，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′也不是社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′的格蘭杰原因。這就意味著，沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間有因果關(guān)系。而社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′在此期間的數(shù)量關(guān)系，完全是由除社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之外的其他因素的變動(dòng)間接引發(fā)的，而與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的變動(dòng)無關(guān)。

我們由此可以得到以下的基本判斷：沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間存在因果關(guān)系。因此，可以這樣說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的社會(huì)商品銷售總額增長率SHX′，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間，確實(shí)不存在數(shù)量因果關(guān)系。

(七) 國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY的關(guān)系

根據(jù)《中國金融年鑒》1989～1990、2007～200927-31、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》32和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2000》33在2.3中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再?zèng)Q定是否進(jìn)行回歸分析。前面的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP屬于二階單整，而年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY則屬于三階單整，因此，不能對(duì)這二者在1952～2009年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，這就需要我們對(duì)1952～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，進(jìn)行檢驗(yàn)和確認(rèn)。檢驗(yàn)結(jié)果清楚地表明，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，可以得到拒絕“GDP does not Granger Cause DKY”的結(jié)論；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該結(jié)論一直成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖?階自相關(guān)性，我們因此得到的判斷結(jié)果是，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY的格蘭杰原因，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY也是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因。所以，這也就是說，有證據(jù)表明，在1952～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間保持著雙向的非線性因果關(guān)系。

由此得到的基本判斷是：我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間保持著數(shù)量因果關(guān)系。所以，可以這樣說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額DKY之間，的確存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

(八) 國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的關(guān)系

根據(jù)《中國金融年鑒》1989～1990、2007～200927-31、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》32和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2000》33在2.3中的相關(guān)數(shù)據(jù)，先對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，之后再?zèng)Q定是否進(jìn)行回歸分析。前面的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1953～2009年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′和年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′都是平穩(wěn)的，因而，可對(duì)這二者直接進(jìn)行回歸分析，得到如下方程：

1953～2009： GDP′=7.218571+0.286278DKY′

(2.12)

t=(4.400617) (3.844286)

調(diào)整后的R2=0.197461 F=14.77853 P值= 0.000316

方程(2.12)通過了整體顯著性水平為1%的臨界值檢驗(yàn)，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′前面的系數(shù)也通過了顯著性水平為1%的臨界值檢驗(yàn)。也就是說，有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間有數(shù)量關(guān)系：年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′將增加0.286%。為了能夠從統(tǒng)計(jì)上確認(rèn)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間是否有因果關(guān)系，需要對(duì)這二者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。從清晰的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，難以拒絕“GDP′does not Granger Cause DKY′”的假設(shè)；當(dāng)滯后階數(shù)不斷增加時(shí)，該假設(shè)基本成立，且滯后16階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜎]有1階自相關(guān)性，這樣一來，我們得到的判斷結(jié)果就是，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′不是年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′的格蘭杰原因，年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′也不是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′的格蘭杰原因。這也就意味著沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間沒有因果關(guān)系。而年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′之間的數(shù)量關(guān)系，應(yīng)該是由除了國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之外的其他方面因素的變動(dòng)間接形成導(dǎo)致的。

因此，我們得到的基本判斷是：沒有證據(jù)表明，在1953～2009年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′與年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間有因果關(guān)系。所以，可以這樣說，在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP′，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率DKY′之間，基本上不存在數(shù)量因果關(guān)系。

三、結(jié)論

鑒于上述分析，基本上可以得到以下幾個(gè)結(jié)論：

1.在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模的社會(huì)商品銷售總額或國內(nèi)生產(chǎn)總值，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模的完全紙幣供應(yīng)量或年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額之間，在我國經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際運(yùn)行中的確都存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。

2.在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的社會(huì)商品銷售總額增長率，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的現(xiàn)金增長率、狹義貨幣增長率、廣義貨幣增長率之間，在實(shí)際中確實(shí)存在一定的數(shù)量因果關(guān)系。很顯然，該結(jié)論不能支持“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的四類比例關(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。

3.在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的另一個(gè)指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的另外三個(gè)指標(biāo)即現(xiàn)金增長率、狹義貨幣增長率、廣義貨幣增長率之間，在實(shí)際中的確不存在數(shù)量因果關(guān)系。這就為“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的四類比例關(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，提供了我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)宏觀層面的第一組實(shí)際證據(jù)的支持。

4.在某種程度上代表著我國商品流通總規(guī)模增長率的社會(huì)商品銷售總額增長率或國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率，與某種程度上代表著我國貨幣流通總規(guī)模增長率的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長率之間，確實(shí)都不存在數(shù)量因果關(guān)系。這同樣為“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的四類比例關(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，提供了來自我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)宏觀層面的第二、第三組實(shí)際證據(jù)的支持。

5.“商品流通與貨幣流通之間客觀內(nèi)在的四類比例關(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)，在中國和美國、英國、日本的實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)[1]都是成立的。

[]

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[5] 劉志強(qiáng).貨幣流通正常標(biāo)志的探討——對(duì)1:8經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的異議[J].山西財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，1982，(2)：38-43.

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[8] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易物資統(tǒng)計(jì)司.中國國內(nèi)市場統(tǒng)計(jì)年鑒1991[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1992.2

[9] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易物資統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1992[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1993.3

[10] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易物資統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1993[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1993.12

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[13] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1996[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1997.6

[14] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易物資統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1997[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1998.3

[15] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1998[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1999.8

[16] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒1999[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1999.12

[17] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒2000[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2000.12

[18] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒2001[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2002.2

[19] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒2002[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2002.12

[20] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒2003[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2003.11

[21] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國市場統(tǒng)計(jì)年鑒2004[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2004.12

[22] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2006[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2007.5

[23] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2007[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2007.11

[24] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2008[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2008.9

[25] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2009[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2009.11

[26] 國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司.中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒2010[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2010.12

[27] 中國金融學(xué)會(huì).中國金融年鑒1989[M].北京：中國金融年鑒編輯部，1989.12

[28] 中國金融學(xué)會(huì).中國金融年鑒1990[M].北京：中國金融年鑒編輯部，1990.12

[29] 中國金融學(xué)會(huì).中國金融年鑒2007[M].北京：中國金融年鑒編輯部，2007.12

[30] 中國金融學(xué)會(huì).中國金融年鑒2008[M].北京：中國金融年鑒編輯部，2008.12

[31] 中國金融學(xué)會(huì).中國金融年鑒2009[M].北京：中國金融年鑒編輯部，2009.12

[32] 中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2010.9

[33] 中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒2000[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2000.9