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摘要：文章选取我国1999～2014年的货币供给（M2、M1、M0）、准货币（M2-M1）、活期存款（M1-M0）及价格指数（CPI）的月度数据为样本，建立VAR模型，采用脉冲响应及差分分析，研究货币供应与物价波动之间的关系。研究表明： M2由于含有大量非流动存款，对物价波动的影响不显著；M0因始终以现金形式存在，波动性小，加之非现金支付方式普及，对物价波动影响微弱；M1-M0具有较大的货币乘数，产生大量派生存款，对市场产生较强冲击力，对物价波动有显著影响。
关键词：货币供应量（M2、M1、M0）；准货币（M2-M1）；活期存款（M1-M0）；居民消费价格指数（CPI）
物价稳定是社会发展的重要前提，货币供应量是货币政策的中介，是国家调控社会稳定与发展的重要手段，两者的关系一直是理论界争论不休的话题。传统货币数量论认为，货币供应量与物价之间存在稳定的正相关关系，货币供应量的增加，必然导致物价上涨，引发通货膨胀。然而，美国经济学家罗纳德·麦金农于1993年研究发现：中国存在高财政赤字和高货币供应量的同时却能保持着物价稳定的“中国之谜”。当下中国经历了近几十年的高速发展，现代非现金支付手段快速普及，在这种大环境下，货币供给链中广义货币（M2）、狭义货币（M1）、流通中现金（M0）、准货币（M2-M1）、活期存款（M1-M0）的变化与物价波动的关系如何，是一个值得研究的课题。
一、相关文献综述
（一）理论研究综述
货币政策是否能实现其预期目标，货币供应量与物价水平之间是否存在稳定的关系，是西方众多经济学派争论不休的话题，至今仍未达成一致观点。
1. 古典货币数量论。古典货币数量论主要分为两派，一派是以经济学家艾尔文·费雪为代表古典数量论，提出了著名的交易恒等式：MV=PQ，假设货币流通速度是稳定的，货币数量的增加只会导致物价的同比例上涨，对实际产出没有影响。另一派是庇古为代表的剑桥学派，它们的观点是货币与物价同方向变动，但并非同比例的变动。
2. 凯恩斯学派。凯恩斯于1936年出版《就业、利息与货币通论》，并在此基础上形成了凯恩斯学派，该学派认为货币供应量在短期内的变动会影响到就业、产出等经济因素，在长期内影响到物价水平。
3. 弗里德曼货币学派。米尔顿·弗里德曼于1956 年发表《货币数量论：一种新的阐释》，并在其基础上发展形成独立学派，该学派的观点是货币供应量的变动是短期经济波动的影响因素，即货币政策在短期内有效，货币供应量并不会影响到相对价格、产出和就业水平等实际数值的长期变动。
（二）实证研究综述
1. 货币供应量与物价水平正相关
西姆斯（Sims）运用格兰杰因果关系检验研究美国货币和产量的关系，发现前者是后者的格兰杰原因，反之不成立。Mc Candless和Weber 搜集来自110 个国家近30 年的数据，分析结果显示货币增长率和产出增长率之间具有唯一确定的相关关系，而与实际产出增长率之间不具有长期相关关系。耿中原、曾令华实证研究发现M1、M2 与物价和产出之间均存在协整关系，M1 是物价和产出的格兰杰原因，但反之不成立，M2 与物价及产出却存在双向的格兰杰因果关系。
2. 货币供应量与物价水平无明显相关关系
吴晶妹（2002）在以1985～1999 年中国数据为样本，分析发现：中国MO 与RPI，Ml 与RPI，M2 与RPI 非协整，它们之间没有长期的稳定关系，M0、Ml、M2 与RPI之间无相关性。范从来（2002）从货币量角度分析通货紧缩时发现：中国近年来广义货币M2 保持着较高的增长率，但价格总水平却持续下降。易纲（1995）在他的货币化模型中得出货币供应量变动与通货膨胀之间呈现反向关系。帅勇（2002）采用1993～2000 年的季度数据对中国的“超额”货币需求问题进行实证分析时，也得出类似结论。
综上所述，国外内众多学者，从理论和实证角度，对货币供应量与物价水平、经济增长等关系进行了研究，但由于样本期和样本数据选择不同，数据处理、理论模型和研究方法各异，至今未达成一致意见。且这些研究多以广义货币（M2）或流通中现金（M0）作为货币供应量的替代变量，没有深入研究货币供应链内部的狭义货币（M1）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0）对物价波动的影响。本文将运用最新数据，建立VAR模型来研究货币供应量（M2、M1、M0）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0）与物价波动的关系。
二、理论传导机制、模型构建与指标选择
（一）理论传导机制
传统货币理论认为物价与货币供应量是同方向变动的。现代观点分析认为，在正常情况下，货币供应量能通过利率影响投资和社会总需求，进而影响到物价水平。货币供应量的增加，会使得实际利率降低，促使企业扩大再生产，引起社会总收入的不断增加，消费者对商品和劳务需求不断增加，并产生新的需求，在商品和劳务不能同步增长的情况下，这些持续攀升的需求会驱动物价上升。
（二）模型与指标
西姆斯于1980 年提出VAR 模型（向量自回归模型），并将其引入到经济学中，推动了经济系的预测和随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响，该模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后期进行回归，进而估计出全部内生变量的动态关系。 VAR模型的一般形式：
Z=AZ+V
其中Zt表示第t期观测值构建的n维列向量，Ai为系数矩阵，Vi是由随随机误差项构成的n维列向量，其中随机误差项Vi（1=1，2，3...n）为白噪声过程。
本文鉴于VAR模型不以经济理论为基础，不需要考虑内生变量和外生变量等优点，建立VAR模型。货币供应量选择广义货币（M2）、狭义货币（M1）、流通中现金（M0）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0），物价指数选择居民消费价格指数（CPI）。
三、数据描述性统计
为保证数据的真实性和可靠性，确保研究成果的时效性，本文选取1999年12月到2014年12月的181个月度数据作为样本，所有数据均来源于中国统计局。
居民消费价格指数是关乎居民生活和国民经济的重要指标，1999～2014年我国居民消费价格指数（CPI）波动明显，但平均呈现增长态势，其中2007年的106.5最高，随后又缓慢回落到2014年的101.5。我国货币供应量（M2、M1、M0）准货币（M2-M1）和活期存款（M1-M0）自1999年至2014年呈现三个阶段：第一阶段是1999～2002年的缓慢增长；第二阶段是2003～2007年的快速增长；第三阶段是2008年为了应对全球性的金融危机，我国采取宽松的货币政策后，货币供应飞速增长阶段。总体来看，1999～2014年M2增加了9.44倍，M1增加了6.59倍，M0增加了3.4倍。
四、实证分析
通过观察数据，发现CPI、M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0都存在季节性波动，先用X11法消除季节性波动的影响，再对M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0取对数，消除共线性，减少异方差。
（一）单位根检验
为了避免出现伪回归，首先采用ADF检验对相关变量进行平稳性检验，结果表明，所有变量原始数据ADF检验都接受原假设，说明原始数据不平稳，但一阶变量的ADF检验拒绝原假设，说明所有变量都是一阶单整过程。
（二）Johansen协整检验
通过ADF检验发现相关变量原数据不平稳，为了避免谬回归，相关变量之间必须存在均衡关系。因为所有变量都是一阶单整的，故可采用Johansen检验发现，CPI与M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0之间都存在协整关系。
（三）VAR滞后期选择
根据Akaikc信息准则、Hannan-Quinn信息准则和Schwarz信息准则，确定CPI与M2最优滞后期为4期时，CPI与M1最优滞后期为8期，CPI与M0最优滞后期为8期，CPI与M2-M1最优滞后期为3期，CPI与M1-M0最优滞后期为8期。
（四）Granger检验
Granger因果关系检验，是计量经济学中用来检验一变量的变化是否是另一变量变化的原因的常用方法，本文选取的变量都是一阶单整，并存在协整关系，故可用Granger检验判断相关变量之间的因果关系。相关结果如表2所示：M2不是CPI的Granger 原因，M1、M0、M2-M1及M1-M0是CPI的Granger 原因；CPI是M1、M2-M1及M1-M0的Granger 原因，不是M2和M0的Granger 原因。
（五） 脉冲响应分析
根据确定的最有滞后阶数，建立VAR模型，采用脉冲响应函数分析CPI对M1、M0、M2-M1及M1-M0的脉冲响应度。通过脉冲分析结果发现：M1对CPI有较强的正向拉动作用，第2期CPI受M1冲击的反应最强烈，响应度达到了0.21，随后缓慢降低，第九期后基本稳定在0.14。CPI对M0冲击的反应不强烈，M0的变动对CPI影响不大。CPI对M2-M1冲击的反应不强烈，M2-M1的变动对CPI影响不大。M1-M0对CPI有较强的正向拉动作用，第2期CPI受M1冲击的反应最强烈，响应度达到了0.24，随后缓慢降低，第九期后基本稳定在0.15。
（六）方差分析
在脉冲响应分析的基础上，进行方差分解，通过方差分析结果可以发现，M1、M0、M2-M1及M1-M0对 CPI变动的贡献度存在较大差异。在第1期M1、M0、M2-M1及M1-M0对CPI变动的贡献度都为零，在第2期以后，M1和M1-M0对CPI的贡献度不断提高，M1对CPI的贡献度由第2期的5.5增加到第20期的9.1，M1-M0对CPI的贡献度由第2期的6.8增加到第20期的10.1，而M0及M2-M1对CPI变动的贡献度十分微小，M0对CPI贡献度维持在1.2左右，M2-M1对CPI的贡献度维持在0.6左右。
五、 研究结论与建议
（一）广义货币（M2）及准货币（M2-M1）对物价波动影响不明显
一方面广义货币（M2）中包含大量流动性极弱的款项，对市场反应速度慢，市场冲击力小，对物价波动影响并不显著；另一方面因M2是货币政策的中介，货币政策的传导具有一定的时滞性，货币政策进行宏观调控过程要经历形成、实施和传导等很多环节，才能对经济产生影响，这是个相当漫长的过程，加之我国政府干预等，影响了央行货币政策的效果，甚至淡化了政策目标的确定性，进而削弱广义货币（M2）对物价波动的影响。
（二）流通中现金（M0）对物价波动影响微弱
一方面是，流通中现金（M0）一直以现金形式在市场中流通，市场上现金总量波动性小，对物价波动影响微弱；另一方面是，近十几年经济高速发展，市场对货币需求量急剧增加，为了满足日益增长的现金需求，节约货币印刷和发行成本，央行极力推广使用非现金支付，并取得明显成效，2014年全国共办理非现金支付业务627.52亿笔，金额达1817.38万亿元，同比分别增长25.11%和13.05%。非现金支付方式的快速普及，公众对现金的依赖度下降，也是造成流通中现金（M0）对物价波动影响微弱的一个重要原因。
（三）活期存款（M1-M0）对物价波动影响显著
活期存款（M1-M0）主要包含企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、信用卡类存款等具有较大货币乘数的流动性强的款项，经过银行数次存、贷活动，产生数倍于原始数额的存款，对市场具有较强冲击力，对物价波动影响十分显著。
鉴于上述研究结论，在经济快速发展的过程中，国家制定货币政策时，要更多的关注活期存款（M1-M0）的变动，通过央行货币政策调控活期存款量，维持物价稳定，推动国家经济平稳有序发展。
参考文献：
[1]汪昌云，戴稳胜，张成思. 基于EVIEWS的金融计量学[M].中国人民大学出版社，2011.
[2]Sims C A . Money， income and causality[J]. The American Economist Review，1972（04）.
[3]易纲.中国的货币供求与通货膨胀[J].经济研究.1995（05）.
[4]吴晶妹.评货币政策的中介目标——货币供应量[J].经济评论，2002（05）.
[5]帅勇.资本存量货币化对货币需求的影响[J].中国经济问题，2002（03）.
[6]范从来，卞志村.中国货币替代影响因素的实证研究[J].国际金融研究，2002（08）.
[7]谢平.中国货币政策分析：1998～2002[J].金融研究，2004（08）.
[8]耿中元，曾令华.我国货币供应量对物价和产出影响的实证分析[J].价格理论与实践，2009（02）.
[9]孟祥兰，雷茜.我国货币供应与经济增长及物价水平关系研究[J].统计研究，2011（03）.
[10]赵昕，刘玉峰.中国货币供应量、GDP 和价格水平关系的再检验[J].统计与决策，2013（03）.
（作者单位：中国人民银行六安市中心支行）
关键词：货币供应量（M2、M1、M0）；准货币（M2-M1）；活期存款（M1-M0）；居民消费价格指数（CPI）
物价稳定是社会发展的重要前提，货币供应量是货币政策的中介，是国家调控社会稳定与发展的重要手段，两者的关系一直是理论界争论不休的话题。传统货币数量论认为，货币供应量与物价之间存在稳定的正相关关系，货币供应量的增加，必然导致物价上涨，引发通货膨胀。然而，美国经济学家罗纳德·麦金农于1993年研究发现：中国存在高财政赤字和高货币供应量的同时却能保持着物价稳定的“中国之谜”。当下中国经历了近几十年的高速发展，现代非现金支付手段快速普及，在这种大环境下，货币供给链中广义货币（M2）、狭义货币（M1）、流通中现金（M0）、准货币（M2-M1）、活期存款（M1-M0）的变化与物价波动的关系如何，是一个值得研究的课题。
一、相关文献综述
（一）理论研究综述
货币政策是否能实现其预期目标，货币供应量与物价水平之间是否存在稳定的关系，是西方众多经济学派争论不休的话题，至今仍未达成一致观点。
1. 古典货币数量论。古典货币数量论主要分为两派，一派是以经济学家艾尔文·费雪为代表古典数量论，提出了著名的交易恒等式：MV=PQ，假设货币流通速度是稳定的，货币数量的增加只会导致物价的同比例上涨，对实际产出没有影响。另一派是庇古为代表的剑桥学派，它们的观点是货币与物价同方向变动，但并非同比例的变动。
2. 凯恩斯学派。凯恩斯于1936年出版《就业、利息与货币通论》，并在此基础上形成了凯恩斯学派，该学派认为货币供应量在短期内的变动会影响到就业、产出等经济因素，在长期内影响到物价水平。
3. 弗里德曼货币学派。米尔顿·弗里德曼于1956 年发表《货币数量论：一种新的阐释》，并在其基础上发展形成独立学派，该学派的观点是货币供应量的变动是短期经济波动的影响因素，即货币政策在短期内有效，货币供应量并不会影响到相对价格、产出和就业水平等实际数值的长期变动。
（二）实证研究综述
1. 货币供应量与物价水平正相关
西姆斯（Sims）运用格兰杰因果关系检验研究美国货币和产量的关系，发现前者是后者的格兰杰原因，反之不成立。Mc Candless和Weber 搜集来自110 个国家近30 年的数据，分析结果显示货币增长率和产出增长率之间具有唯一确定的相关关系，而与实际产出增长率之间不具有长期相关关系。耿中原、曾令华实证研究发现M1、M2 与物价和产出之间均存在协整关系，M1 是物价和产出的格兰杰原因，但反之不成立，M2 与物价及产出却存在双向的格兰杰因果关系。
2. 货币供应量与物价水平无明显相关关系
吴晶妹（2002）在以1985～1999 年中国数据为样本，分析发现：中国MO 与RPI，Ml 与RPI，M2 与RPI 非协整，它们之间没有长期的稳定关系，M0、Ml、M2 与RPI之间无相关性。范从来（2002）从货币量角度分析通货紧缩时发现：中国近年来广义货币M2 保持着较高的增长率，但价格总水平却持续下降。易纲（1995）在他的货币化模型中得出货币供应量变动与通货膨胀之间呈现反向关系。帅勇（2002）采用1993～2000 年的季度数据对中国的“超额”货币需求问题进行实证分析时，也得出类似结论。
综上所述，国外内众多学者，从理论和实证角度，对货币供应量与物价水平、经济增长等关系进行了研究，但由于样本期和样本数据选择不同，数据处理、理论模型和研究方法各异，至今未达成一致意见。且这些研究多以广义货币（M2）或流通中现金（M0）作为货币供应量的替代变量，没有深入研究货币供应链内部的狭义货币（M1）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0）对物价波动的影响。本文将运用最新数据，建立VAR模型来研究货币供应量（M2、M1、M0）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0）与物价波动的关系。
二、理论传导机制、模型构建与指标选择
（一）理论传导机制
传统货币理论认为物价与货币供应量是同方向变动的。现代观点分析认为，在正常情况下，货币供应量能通过利率影响投资和社会总需求，进而影响到物价水平。货币供应量的增加，会使得实际利率降低，促使企业扩大再生产，引起社会总收入的不断增加，消费者对商品和劳务需求不断增加，并产生新的需求，在商品和劳务不能同步增长的情况下，这些持续攀升的需求会驱动物价上升。
（二）模型与指标
西姆斯于1980 年提出VAR 模型（向量自回归模型），并将其引入到经济学中，推动了经济系的预测和随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响，该模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后期进行回归，进而估计出全部内生变量的动态关系。 VAR模型的一般形式：
Z=AZ+V
其中Zt表示第t期观测值构建的n维列向量，Ai为系数矩阵，Vi是由随随机误差项构成的n维列向量，其中随机误差项Vi（1=1，2，3...n）为白噪声过程。
本文鉴于VAR模型不以经济理论为基础，不需要考虑内生变量和外生变量等优点，建立VAR模型。货币供应量选择广义货币（M2）、狭义货币（M1）、流通中现金（M0）、准货币（M2-M1）及活期存款（M1-M0），物价指数选择居民消费价格指数（CPI）。
三、数据描述性统计
为保证数据的真实性和可靠性，确保研究成果的时效性，本文选取1999年12月到2014年12月的181个月度数据作为样本，所有数据均来源于中国统计局。
居民消费价格指数是关乎居民生活和国民经济的重要指标，1999～2014年我国居民消费价格指数（CPI）波动明显，但平均呈现增长态势，其中2007年的106.5最高，随后又缓慢回落到2014年的101.5。我国货币供应量（M2、M1、M0）准货币（M2-M1）和活期存款（M1-M0）自1999年至2014年呈现三个阶段：第一阶段是1999～2002年的缓慢增长；第二阶段是2003～2007年的快速增长；第三阶段是2008年为了应对全球性的金融危机，我国采取宽松的货币政策后，货币供应飞速增长阶段。总体来看，1999～2014年M2增加了9.44倍，M1增加了6.59倍，M0增加了3.4倍。
四、实证分析
通过观察数据，发现CPI、M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0都存在季节性波动，先用X11法消除季节性波动的影响，再对M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0取对数，消除共线性，减少异方差。
（一）单位根检验
为了避免出现伪回归，首先采用ADF检验对相关变量进行平稳性检验，结果表明，所有变量原始数据ADF检验都接受原假设，说明原始数据不平稳，但一阶变量的ADF检验拒绝原假设，说明所有变量都是一阶单整过程。
（二）Johansen协整检验
通过ADF检验发现相关变量原数据不平稳，为了避免谬回归，相关变量之间必须存在均衡关系。因为所有变量都是一阶单整的，故可采用Johansen检验发现，CPI与M2、M1、M0、M2-M1及M1-M0之间都存在协整关系。
（三）VAR滞后期选择
根据Akaikc信息准则、Hannan-Quinn信息准则和Schwarz信息准则，确定CPI与M2最优滞后期为4期时，CPI与M1最优滞后期为8期，CPI与M0最优滞后期为8期，CPI与M2-M1最优滞后期为3期，CPI与M1-M0最优滞后期为8期。
（四）Granger检验
Granger因果关系检验，是计量经济学中用来检验一变量的变化是否是另一变量变化的原因的常用方法，本文选取的变量都是一阶单整，并存在协整关系，故可用Granger检验判断相关变量之间的因果关系。相关结果如表2所示：M2不是CPI的Granger 原因，M1、M0、M2-M1及M1-M0是CPI的Granger 原因；CPI是M1、M2-M1及M1-M0的Granger 原因，不是M2和M0的Granger 原因。
（五） 脉冲响应分析
根据确定的最有滞后阶数，建立VAR模型，采用脉冲响应函数分析CPI对M1、M0、M2-M1及M1-M0的脉冲响应度。通过脉冲分析结果发现：M1对CPI有较强的正向拉动作用，第2期CPI受M1冲击的反应最强烈，响应度达到了0.21，随后缓慢降低，第九期后基本稳定在0.14。CPI对M0冲击的反应不强烈，M0的变动对CPI影响不大。CPI对M2-M1冲击的反应不强烈，M2-M1的变动对CPI影响不大。M1-M0对CPI有较强的正向拉动作用，第2期CPI受M1冲击的反应最强烈，响应度达到了0.24，随后缓慢降低，第九期后基本稳定在0.15。
（六）方差分析
在脉冲响应分析的基础上，进行方差分解，通过方差分析结果可以发现，M1、M0、M2-M1及M1-M0对 CPI变动的贡献度存在较大差异。在第1期M1、M0、M2-M1及M1-M0对CPI变动的贡献度都为零，在第2期以后，M1和M1-M0对CPI的贡献度不断提高，M1对CPI的贡献度由第2期的5.5增加到第20期的9.1，M1-M0对CPI的贡献度由第2期的6.8增加到第20期的10.1，而M0及M2-M1对CPI变动的贡献度十分微小，M0对CPI贡献度维持在1.2左右，M2-M1对CPI的贡献度维持在0.6左右。
五、 研究结论与建议
（一）广义货币（M2）及准货币（M2-M1）对物价波动影响不明显
一方面广义货币（M2）中包含大量流动性极弱的款项，对市场反应速度慢，市场冲击力小，对物价波动影响并不显著；另一方面因M2是货币政策的中介，货币政策的传导具有一定的时滞性，货币政策进行宏观调控过程要经历形成、实施和传导等很多环节，才能对经济产生影响，这是个相当漫长的过程，加之我国政府干预等，影响了央行货币政策的效果，甚至淡化了政策目标的确定性，进而削弱广义货币（M2）对物价波动的影响。
（二）流通中现金（M0）对物价波动影响微弱
一方面是，流通中现金（M0）一直以现金形式在市场中流通，市场上现金总量波动性小，对物价波动影响微弱；另一方面是，近十几年经济高速发展，市场对货币需求量急剧增加，为了满足日益增长的现金需求，节约货币印刷和发行成本，央行极力推广使用非现金支付，并取得明显成效，2014年全国共办理非现金支付业务627.52亿笔，金额达1817.38万亿元，同比分别增长25.11%和13.05%。非现金支付方式的快速普及，公众对现金的依赖度下降，也是造成流通中现金（M0）对物价波动影响微弱的一个重要原因。
（三）活期存款（M1-M0）对物价波动影响显著
活期存款（M1-M0）主要包含企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、信用卡类存款等具有较大货币乘数的流动性强的款项，经过银行数次存、贷活动，产生数倍于原始数额的存款，对市场具有较强冲击力，对物价波动影响十分显著。
鉴于上述研究结论，在经济快速发展的过程中，国家制定货币政策时，要更多的关注活期存款（M1-M0）的变动，通过央行货币政策调控活期存款量，维持物价稳定，推动国家经济平稳有序发展。
参考文献：
[1]汪昌云，戴稳胜，张成思. 基于EVIEWS的金融计量学[M].中国人民大学出版社，2011.
[2]Sims C A . Money， income and causality[J]. The American Economist Review，1972（04）.
[3]易纲.中国的货币供求与通货膨胀[J].经济研究.1995（05）.
[4]吴晶妹.评货币政策的中介目标——货币供应量[J].经济评论，2002（05）.
[5]帅勇.资本存量货币化对货币需求的影响[J].中国经济问题，2002（03）.
[6]范从来，卞志村.中国货币替代影响因素的实证研究[J].国际金融研究，2002（08）.
[7]谢平.中国货币政策分析：1998～2002[J].金融研究，2004（08）.
[8]耿中元，曾令华.我国货币供应量对物价和产出影响的实证分析[J].价格理论与实践，2009（02）.
[9]孟祥兰，雷茜.我国货币供应与经济增长及物价水平关系研究[J].统计研究，2011（03）.
[10]赵昕，刘玉峰.中国货币供应量、GDP 和价格水平关系的再检验[J].统计与决策，2013（03）.
（作者单位：中国人民银行六安市中心支行）