我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析
我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析
我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析摘要：我国国家宏观调控的政策包括财政政策和货币政策。
我国货币供应量M1与国内生产总值GDP具有显著的时间性和不平稳性，通过建立V AR（3）模型，分析得出我国货币供应量M1与国内生产总值GDP存在长期稳定的正相关关系。
脉冲响应分析和方差分解分析，得出货币供应量M1和国民生产总值GDP均具有显著的内生性，并且货币供应量M1对GDP的作用的发挥是一个长期过程，在短期内效果有限，而GDP对货币供应量M1在短期内有较强的影响力，而在长期影响力变弱。
最后，通过建立货币供应量M1与GDP的长期ECM协整方程以及短期误差修正模型，进一步用数理方程式证明我国货币政策的作用在短期内较弱，在长期内较显著。
关键词：货币供应量M1、国内生产总值GDP、V AR模型、ECM误差修正一、货币供应量与GDP关系的理论分析1，货币供应量是货币政策的一部分，货币供应量的增加对gdp的增长有一定的刺激作用。
由产出关系式m+++=可以发现，货币供应量（以狭义货cy-gxi币供应量m1表示）的增加，使利率降低，从而刺激投资i和消费c，带来产出的增加，企业收入增长，又会增加国家的税收，从而增加政府购买g，流通中的货币增加又会造成汇率下降，从而刺激出口，而短期内进口具有刚性，因而，总得来说，y增加，用价值表示就是gdp的增加。
2，货币供应量受经济发展水平的制约，流通中的货币供应量增加速度快于经济发展速度，则会造成通货膨胀，严重的通货膨胀对经济发展造成负面影响，因此，货币供应量不可能无限制增长，央行根据经济需要决定货币发行，货币发行量的政策指导性很强，具有显著的内生性。
3，国内生产总值GDP对货币供应量有正向影响，GDP的增加，使社会各个经济单位和部门的收入增加，从而使流通中的货币总量增加，同时，GDP的增长要求社会有充足的流动性以满足物质增长的需求，因此，要求央行新发行货币以满足经济发展需要，因而国内生产总值的增长刺激了货币供应量的增加。
我国货币供应量与国内生产总值关系的实证研究
２０ ０ ７年 １ １月
・
金 融与保 险 ・
我国货币供应量与 国内生产总值关 系的实证研究
戴 建 军
（ 南 大 学 经济 与贸 易 学 院 ， 湖 湖南 长 沙 ４０７ ） １０ ９
摘
验 和
要 ： 用我 国 １ ９ 利 ９ ２年 第 １季 度 －２ ０ 年 第 ３季 度 的 数 据 ， ０６ 通过 Ｇ ａｇｒ因果 关 系检 验 、 ａ ｒｎ ｅ Ｗ ｌ ｄ系数 检
有 月度数 据 ， 们用 月度 工业增 加值 作 为权值 ， 我 将季 度 Ｇ Ｐ换 算成 月 度 ＧＤ ， Ｄ Ｄ Ｐ Ｇ Ｐ月 度 数 据 的样 本 区
间为 １ ９ ９ ９年 ２月 ～２ ０ ０ ６年 ９月 。 ２ 货币 供 应 量 。按 照 我 国对 货 币 供 应 量 的 定 ．
数据 进行 季 节 调 整 ； 时 ， 了减 少 数 据 的 剧 烈 波 同 为
维普资讯
第２ ８卷
第 １０期 ５
财经理论与实践（ 月刊） 双
ＴＨＥ ＴＨＥＯＲＹ ＡＮＤ ＰＲＡ ＣＴＩ ＮＡＮＣＥ ＡＮＤ ＣＥ ＯＦ ＦＩ ＥＣＯＮＯＭ Ｉ ＣＳ
Ｖｏ ．２８ Ｎｏ． １ ０ １ ５ ＮＯ Ｖ． ２０ ７ ０
滤 波 分析 ， 验 了 货 币供 应 量 （ ） 国 内 生 产 总值 （ Ｐ 之 问 的协 整 关 系。研 究 发 现 ： 检 Ｍ２ 和 ＧＤ ） Ｍ２和 Ｇ Ｐ Ｄ
之 间存 在 长期 稳 定 的协 整 关 系， Ｍ２与 Ｇ Ｐ之 间 的 关 系显 著 正 相 关 。 通 过 实证 分 析 表 明 ： 国 货 币政 策 且 Ｄ 我
２０ ０ ６年第 ３季 度 Ｇ Ｐ的 季度发 生数 ； Ｄ 由于 Ｇ Ｐ没 Ｄ
中国货币供给量M1影响因素实证研究1
中国货币供给量M1影响因素实证研究一、问题的提出货币供应量，是指一国在某一时点上为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。
我国从1994 年三季度起由中国人民银行按季向社会公布货币供应量统计监测指标。
参照国际通用原则，根据我国实际情况，中国人民银行将我国货币供应量指标分为以下四个层次：M0：流通中的现金；M1：M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；M2：M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款；M3：M2+金融债券+商业票据+大额可转让存单等。
M4：M4=M3+其它短期流动资产。
其中，M1 是通常所说的狭义货币量，流动性较强，是国家中央银行重点调控对象，也就是本文所研究的对象。
货币供应量是整个国民经济的重要环节。
自2008年金融危机以来，我国货币政策制定日益频繁，货币供应调控难度不断加大，现正受到越来越多的关注，货币投放过多或者过少可能给实体经济带来的恶性通货膨胀与通货紧缩的风险，对于资本市场，每一次货币政策的变动都会引起其剧烈的反应，而狭义货币供应量M1的变动与资本市场的变动的相关性最强。
对货币供应量的有效的预测可以使投资者预期未来货币政策的方向，以降低买卖证券的风险文章建立以时间为自变量的回归模型结合Eviews对回归模型进行调整，建立关于我国狭义货币供应量M1的预测组合模型，通过预测货币供应量与市场预期相比较，有效规避资本市场的系统性风险。
由于货币供应量的波动对我国目前稳定物价有着重要的影响,所以如何通过调控货币供应量来熨平物价上涨,实现经济稳定健康的发展是一个非常有实际意义的课题。
二、理论综述西方货币需求理论由来已久，是西方经济学最重要的组成部分。
其中有代表性的是古典货币理论、凯恩斯的货币理论和现代货币学派理论，三者皆是西方经济学发展历程中具有里程碑意义的经济学派。
古典学派的主要观点是:认为货币的功能只是媒介；假定经济处于“充分就业”水平，货币流通速度和商品产量在短期内不会有太大的变化，可视为常数；认为物价水平取决于货币数量的变化；认为货币政策应是控制货币供应量的增长、物价水平和币值稳定。
我国货币供应量对经济增长的影响分析
作者简介：张振强 (1974-)，男，广西隆安人，硕士，副教授，主要从 事数量经济模型与方法方面的研究。
经济增长与货币供应量无太大关系，前者的增长并不会引起后者 的增长[4]。而郭苏文、赵政安（2010）通过实证分析：货币供应量与 经济增 长 之间相为互补 的关系，且 为正向促 进 [5 ]。虽 然 海内外 学 者影因分析对象、样本容量、分析方法的不同而得出不同的结论， 但是二者之间达到一个均衡点是大家一直共同努力追求的目标。
南方金融,2005(10). [10] 卢授水.美国经验对我国中小商业银行发展的启示与借鉴[J].
亚太经济,2004(01).
2018年3月 039
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我国货币供应量对经济增长的影响分析①
—— 基于我国 1995 年～ 2014 年数据的检验
广西民族师范学院经管学院 张振强
摘 要：当今，货币供应量对经济增长的影响这一课题倍受研究学者关注。本文结合国内外研究成果，吸收和借鉴相关研究方法，选取了
1995年～2014年我国年度货币供应量(M1、M2)和国内生产总值(GDP)作为分析的样本数据进行的实证分析。分析结果表明，长期来看，货 币供应量对经济增长有着正向影响效应。货币供应量M1和M2均为GDP的Grange原因，货币供应量M1和M2对国内生产总值GDP实施冲击， 短期时间里略有波动，但长期是趋于平稳，为正相关。
多样化。这些因素都使得农村金融表现出需求旺盛的态势，社区银 行进入农村，发展农村金融，不仅是缓解我国农村金融困境的可行 途径，并且也能够为社区银行自身创造巨大的价值，成为社区银行 转型突破口和新的利润增长点。 3.3 携手互联网企业，开展普惠金融
基于回归分析的我国货币供应量与GDP关系研究
集宁师范学院学报 / May.2018 / No.3 基于回归分析的我国货币供应量与GDP关系研究陈亓1 胡金蕾1骆雯萱1朱家明2（1. 安徽财经大学金融学院，安徽蚌埠233030；2．安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠233030）摘要：文章首先基于1990-2016年GDP与M2的数据，通过建立计量经济学模型，对货币供应量与GDP的关系进行实证分析，得到国民经济总量每增加1%，平均来说，相应的货币供应量应该增加1.226%，从而为央行制定货币政策提供一定的参考依据；其次，通过回归模型对我国M2/GDP指标做了时间序列变化趋势分析，得出在1990-2003年与2009-2016这两个阶段M2/GDP大约年平均增长率分别为0.0512%、0.02643%，并根据分析结果，为我国今后的产业结构调整提供相关建议。
关键词：货币供应量；GDP；M2/GDP；货币政策；产业结构中图分类号：F822.2；F822.5 文献识别码：A 文章编号：2095-3771(2018)03-0006-051 引言针对我国货币供应量（M2）与GDP关系这一问题，相关领域的很多学者以此为课题进行了大量的研究与分析。
刘娇(2016) [1]通过数据分析，得到广义货币供给量与GDP总量呈现正相关关系；桂露榕(2010)[2]通过实证分析，研究了我国GDP增长率与货币供应量增长率的缺口带来的一系列问题，如通货膨胀、流动性过剩等。
毛传为等(2014)[3]从货币制度视角分析了我国M2/GDP指标一直居高不下的原因。
William A. Barnet[4]等利用中国M1，M2，M3，M4的数量并通过迪维西亚指数法对GDP的增长速度做出了一系列预测。
由此可见不同的学者采用不同的角度、不同的模型与方法就该问题进行详细的研究。
而本文在采用回归模型对货币供应量与GDP关系进行定量分析的同时，又加入了M2/GDP指标的动态变化分析，其结果可为货币政策的制定以及我国产业结构的调整提供一定的理论依据。
浅析我国货币供应量与GDP的关系
浅析我国货币供应量与GDP的关系【摘要】通过分析我国M0、M1、M2近三年的变化与我国的GDP变化，结合当年经济形势和宏观经济政策等探讨我国货币供应量与GDP的关系，得出我国货币供应量与GDP存在正相关关系，以此为基础给出相关货币政策的建议。
【关键词】货币供应量 GDP变化宏观经济货币政策一、引言长期以来，货币供应量与总产出、价格之间的相互关系一直是货币经济学的核心问题，也是宏观经济学争论的焦点。
货币政策是市场经济条件下政府实施宏观调控的两个基本工具之一。
而货币供应量作为货币政策在形式上的唯一中介目标，在货币政策体系中占有重要地位。
因此货币供应量水平是一国货币政策调节的主要对象，其变化情况是一国制定货币政策的主要依据。
并且当前我国经济增速放缓、市场利率水平明显上升，货币政策如何在维护币值稳定、控制金融风险的同时促进经济平稳增长，是一个不得不重视的问题。
二、M0近三年变化情况M0是指除银行体系以外各个单位的库存现金和居民的手持现金之和，即流通中现金，近三年统计数据变化趋势如图1所示，同比增长情况如图2所示1。
从图表可以看出，我国M0三年来同比稳定增长，趋势基本吻合，平均增长率约为9.365%，而我国近三年GDP的平均增长率为8.264% ，二者相差不大2。
M0的稳定增长是因为我国为应对2008年全球经济危机实行的“适度宽松”货币政策。
所谓适度宽松的货币政策，主要是指降低银行利率，减轻企业融资成本负担，释放居民储备，鼓励和扩大消费，同时实行低存款准备金政策，向市场释放流动性，放开商业银行信贷规模控制，促进信贷资金，快捷、顺畅地支持经济发展。
实行适度宽松的货币政策，也是我国十多年来在货币政策总称中首次使用“宽松”的说法。
此举意在增加货币供给，就是要在继续稳定价格水平的同时促进经济平稳快速发展方面发挥更加积极的作用。
图1:我国近三年M0统计数据变化趋势单位：亿元人民币图2：我国近三年M0同比增长情况单位：亿元人民币1数据来源：中国人民银行调查统计司网页/publish/diaochatongjisi/4034/index.html2受2008年美国次贷危机影响，,我国经济增长变缓。
我国经济增长与货币供给物价水平关系实证分析
我国经济增长与货币供给物价水平关系实证分析经济增长与货币供应和物价水平的关系能够影响一国的宏观经济政策,基于1984年到2008年的数据进行了实证分析。
标签：货币供应;经济增长;物价水平1 理论分析与变量解释1.1 经济增长与货币供应量的关系一般地说,货币供应量增加,经济产出也会增加。
从短期来看,货币供应量增加,通过价格的变动能够调整产业结构和经济利益,进而刺激国民经济的产出,就业增加。
但从长期来看,增加的货币供应量最终会导致相同程度的通货膨胀率的上升,增加货币供应量会被物价上涨所吸收,最终体现在增长的价格上。
经济中的货币供应量如果过多,可能会给经济的发展带来负效应。
1.2 经济增长与物价水平的关系经济增长是物价稳定的物质基础,物价稳定是经济增长的基本前提。
菲利普期曲线失业率与物价上涨之前存在此消彼长的关系,说明了经济增长和稳定物价之间的矛盾。
如果要降低失业,促进经济增长,会涉及增加货币供应来刺激社会总需求,进而会引起物价水平的上涨。
1.3 变量解释本文主要研究经济增长与货币供给和物价之间的关系,选择了国内生产总值指数(1978年为100)、M2、居民消费物价指数(1978年100)來分别代表三个变量。
目前我国央行公布的货币供应量有M0,M1,M2。
M0表示流通中的现金,范围比较狭窄。
M1是狭义货币,包括流通中的现金和商业银行体系的支票存款,是从需求角度反映货币供应量对经济影响。
M2是广义货币,包括M1和商业银行的定期存款和储蓄存款,从需求和供给两个角度反映了货币供应和经济的关系。
因此本文选取了M2作为货币供应实证分析的数据。
在我国,物价指数主要有居民消费价格指数(CPI)和商品零售价格指数(RPI),区别在于前者将服务的价格也计算在内,本文选取CPI(1978年为基期100)代表物价水平。
本文选取了1984年到2008年的年度数据作为实证研究样本,数据主要来源于中国经济信息网数据库、《中国金融年鉴》、中国国家统计局以及中国人民银行网站。
中国货币供应量、价格水平和GDP关系的经验研究
中国货币供应量、价格水平和GDP关系的经验研究：1952－2003摘要本文利用我国1952－2003的年度数据，讨论了货币冲击对真实产量和价格水平的影响。
作者发现，价格水平和真实产量与M0之间存在唯一的协整关系，而与M1、M2之间不存在协整关系。
作者建构了一个三变量的向量自回归模型和向量误差修正模型，最后运用Granger因果关系检验和脉冲响应函数讨论了货币冲击对真实产量和价格水平的影响，结果表明，货币供应具有内生性，而当货币供应量的增加时，真实产量会先于价格水平开始增加，但是随后真实产量比价格水平下降得更迅速。
关键词货币供应量协整向量自回归因果关系检验脉冲响应函数一、引言西方国家经济周期的一个特征事实是，货币供给是顺周期的且是领先的，通货膨胀（从而价格水平）是顺周期的且是滞后的。
这一特征事实最早由弗里德曼和施瓦茨（Friedman and Schwartz,1963）提出，已得到无数经验研究的支持。
我国的宏观经济是否也表现出这样的特征呢？从统计数字来看，我国2002和20 03年货币供应量(无论是名义的、还是实际的)增长迅速，与此相伴随的是固定资产投资和能源、钢材等基本生产资料价格的大幅上涨。
究竟是货币供应量的扩张刺激了经济活动，还是货币供应量内生于经济活动，这是一个至今尚在争论的老话题。
本文首先对与此问题相关的文献作一番简单回顾。
在理论研究方面，古典学派坚持“二分法”，认为实际经济与货币无关，货币只是一种面纱。
在他们讨论的费雪方程式中，若货币流通速度稳定，那么货币供应量的变化将立即和全部反应到价格上，而对真实产量不会产生效应。
古典学派认定货币流通速度是基本稳定的，这就意味着货币对实际经济没有影响。
在传统的凯恩斯主义模型中，纯粹货币扰动在短期和长期都对真实产量有重要影响。
他们认为货币流通速度是不稳定的，存在从货币供应量→利率→投资→真实产量的作用机制。
由于假定价格是刚性的，货币供应量的增加会引起利率和货币流通速度的下降，而不是价格的上升，因此货币是非中性的。
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我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析摘要：我国国家宏观调控的政策包括财政政策和货币政策。
我国货币供应量M1与国内生产总值GDP具有显著的时间性和不平稳性，通过建立V AR（3）模型，分析得出我国货币供应量M1与国内生产总值GDP存在长期稳定的正相关关系。
脉冲响应分析和方差分解分析，得出货币供应量M1和国民生产总值GDP均具有显著的内生性，并且货币供应量M1对GDP的作用的发挥是一个长期过程，在短期内效果有限，而GDP对货币供应量M1在短期内有较强的影响力，而在长期影响力变弱。
最后，通过建立货币供应量M1与GDP的长期ECM协整方程以及短期误差修正模型，进一步用数理方程式证明我国货币政策的作用在短期内较弱，在长期内较显著。
关键词：货币供应量M1、国内生产总值GDP、V AR模型、ECM误差修正一、货币供应量与GDP关系的理论分析1，货币供应量是货币政策的一部分，货币供应量的增加对gdp的增长有一定的刺激作用。
由产出关系式m+++=可以发现，货币供应量（以狭义货cy-gxi币供应量m1表示）的增加，使利率降低，从而刺激投资i和消费c，带来产出的增加，企业收入增长，又会增加国家的税收，从而增加政府购买g，流通中的货币增加又会造成汇率下降，从而刺激出口，而短期内进口具有刚性，因而，总得来说，y增加，用价值表示就是gdp的增加。
2，货币供应量受经济发展水平的制约，流通中的货币供应量增加速度快于经济发展速度，则会造成通货膨胀，严重的通货膨胀对经济发展造成负面影响，因此，货币供应量不可能无限制增长，央行根据经济需要决定货币发行，货币发行量的政策指导性很强，具有显著的内生性。
3，国内生产总值GDP对货币供应量有正向影响，GDP的增加，使社会各个经济单位和部门的收入增加，从而使流通中的货币总量增加，同时，GDP的增长要求社会有充足的流动性以满足物质增长的需求，因此，要求央行新发行货币以满足经济发展需要，因而国内生产总值的增长刺激了货币供应量的增加。
二、数据来源文章选择了两个变量M1、GDP,M1包括现金和活期存款，是狭义的货币供应量，GDP选用的是全国的数据，两个变量选取了自1997年第一季度到2012年第三季度的季度数据，共63个样本，数据来源于中经网统计数据库。
三、V AR模型观测1，M1与GDP关系的初步判断在V AR模型中，通过作图发现，Gdp与m1都是带有趋势项的非平稳时间序列，存在某种均衡关系的可能性比较大，如图1显示。
通过V AR模型做GDP与M1的回归方程，分别把GDP和M1作为因变量，得到如下关系：GDP = - 0.000598249256689*GDP(-1) - 0.710207335739*GDP(-2) --0.00580 -8.08555（0.10310 ）（0.08784）6.71531079693*M1(-1) + 8.54572724475*M1(-2) + 31405.5115336-5.00689 6.37544 2.96993（1.34121）（1.34041）（10574.5）M1 = 0.0029192472696*GDP(-1) + 0.00339707570295*GDP(-2) +0.23666 0.32325（0.01234）（0.01051）0.631382720176*M1(-1) + 0.397914053956*M1(-2) + 1634.8968783.93467 2.48121 1.29224（0.16047）（0.16037）（1265.16）第一个数字表示t值，第二个数字表示标准差，两个方程的拟合优度系数分别为 0.821924， 0.995947，拟合的比较好，可以判定，m1与gdp之间存在某种关系。
图一2，滞后期阶数的选择特定条件下AIC赤迟信息准则和SC施瓦茨准则越小越好，图中五颗星均显示应建立V AR（3）模型，即滞后期应选择3期。
选择滞后期为3期的模型，AR根检验显示，所有点都位于单位圆内，V AR模型是平稳的。
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ0 -1516.823 NA 3.33e+19 50.62742 50.69723 50.654731 -1346.292 324.0075 1.29e+17 45.07641 45.28584 45.158332 -1300.452 84.04109 3.21e+16 43.68172 44.03078 43.818263 -1267.750 57.77270* 1.23e+16* 42.72500* 43.21369* 42.91615*3，脉冲响应分析脉冲响应分析反映M1的变化对GDP的冲击大小、GDP的变化对M1的冲击大小，以及自身的冲击大小。
可以看出，gdp和m1的变动受自身影响较大，gdp变化剧烈，但始终围绕0%的变化率；m1则在自身的冲击下具有非常明显的变化，说明我国货币供应量具有内生性；m1对gdp的影响力较弱，gdp的变动基本围绕0%水平线，gdp对m1的影响较明显，随着影响时间的增长，gdp每变化一个百分点，对m1的影响虽然呈震荡变化，但总体趋势是逐渐加大，在第九期达到最大值。
4，方差分解分析在给定的V AR模型基础上，将不同时期gdp和m1的方差进行分解以反映变量之间的因果关系强度。
从方差分解图形可以看出，gdp的预测误差基本由其自身决定，在第一期完全由其自身决定，随着时间增长，gdp的预测误差受其他因素影响力变大，但依然绝大部分受其自身影响，在第十期达到最小，但依然保持在82%以上，m1的预测误差也基本受自身影响，随着时间增长，影响力越来越大，达到80%，说明gdp和m1的增长极具内生性。
M1对gdp的影响随着时间的推移呈上升趋势，基本达到20%，而在第一期，影响力基本为零，说明m1对gdp的影响是一个长期的过程，在短期内效果不显著。
Gdp对m1的影响较m1对gdp的影响大，在第一期达到最高值37%，但随着时间的推移，影响力逐渐下降，但保持在20%，说明gdp对m1的影响在短期内很显著，在长期不够显著，因为m1的增长具有内在性。
5，Granger因果关系检验对gdp和m1做单位根检验发现，他们都是无常数项无趋势项的二阶平稳时间序列对gdp，m1二阶差分变成平稳时间序列后进行Granger因果关系检验，发现，两个假设的概率0.0379，0.0004均小于0.05的临界值，拒绝原假设，可知，m1是gdp的原因，gdp是m1的原因，也就是gdp与m1互为因果关系，这也表明，货币供应量的货币政策能起到作用，但货币供应量的数量也受经济总量的影响，也就是说，货币政策发挥作用要受到经济发展的限制。
Lags: 3Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.DDM1 does not Granger Cause DDGDP 58 3.02365 0.0379DDGDP does not Granger Cause DDM1 7.26858 0.0004（DDM1，DDGDP分别表示对m1和gdp的二阶差分）6，Johansen协整检验对gdp和m1做Johansen协整检验发现，68.89510> 12.32090， 64.75271>11.22480也就是迹统计量均大于5%水平下的临界值，且p值为0.0000，小于0,05，拒绝原假设（No. of CE(s)），也即是gdp和m1可以进行协整。
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)Hypothesized Trace 0.05No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**None * 0.660137 68.89510 12.32090 0.0000At most 1 * 0.066710 4.142388 4.129906 0.0496Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)Hypothesized Max-Eigen 0.05No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**None * 0.660137 64.75271 11.22480 0.0000At most 1 * 0.066710 4.142388 4.129906 0.0496四、ECM模型的建立运用ols对gdp与m1的差分进行回归，接着对残差进行单位根检验，可以发现t值小于5%水平下的临界值，且DW值远远大于5%水平下的临界值，说明残差没有单位根，是平稳的。
gdp与m1可协整。
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.533987 0.0121Test critical values: 1% level -2.6061635% level -1.94665410% level -1.613122回归分析去掉了常数项，p 值小于0.05，通过检验最终长期协整关系为：gdp=1.009*m117.04 调整的可决系数为0.563误差修正（ECM)分析将非均衡误差e 引入到模型1.1中，同时，为了消除e 的自相关，在模型中加入dgdp 和dm1的滞后项得模型1.2， dgdp=a*dm1+c+b*e(-1) （1.1）dgdp=∑=n i i a 1*dm1(-i)+∑=nj j b 1*dgdp(-j)+e(-1)+c （1.2）经反复修正，最终可得如下短期协整关系：dgdp=0.67*dm1-0.55*dgdp(-1)-0.75*dgdp(-2)-0.62*e(-1)-0.93*dgdp(-3)+13067.382.138412 -7.092799 -13.77512 -5.850854 -32.20934 6.840581 （0.315075） （0.077692） （0.054466） （0.106489） （0.028864） （1910.273） 0.0371 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 调整的可决系数为0.992274，拟合的非常好。
分析发现，长期货币供应量对gdp 的影响系数为1.009，而在短期影响系数为0.67，说明货币供应量对gdp 的影响是一个长期过程，也即国家货币政策的实施在短期内效果并不明显。
短期协整关系也表明，gdp 的变化具有很强的内生性，gdp 的增长受前一期，前两期，前三期gdp 的影响，并且是负影响，这说明gdp 不可能无限制增长，而且货币供应量对gdp 的长期均衡效应对短期动态效应的修正幅度为62%，如果上一年的gdp 的长期均衡误差e 为负，则通过误差修正项使本年的gdp 往高的方向调整，反之，如果上一年gdp 的增长速度过快，则通过货币供应量作用使gdp 的增长幅度调低，即货币供应量对gdp 起调控作用，但是，这种调控还是受gdp 自身的内生性影响。