我国货币供给量与经济增长的实证分析
我国财政货币政策对经济增长的影响——基于VAR模型的实证分析
析 ， 现 中国的货 币政策 并非 是 中性 的 ， 发 而且货 币政策 扩 张 效 应 弱 于 紧 缩 效 应 ． 洪 成 和 张 李 霖＿ （ ０ １ 利 用脉 冲 函数 和方差 分解 进行 实证 ８ ２ １） 分析 ， 发现 中 国货 币政 策是有 效 ， 其有 效性 逐 但
而 增加 资 本性 支 出会对 经 济增 长 产 生负 效 应．
策对 实 际 产 出 没 有 影 响． ｏ ｃ ｅ Ｂ ｓｈ ｎ和 Ｏ ｒ ｋ５ ｔｏ ［
货 币政 策对 经 济增 长 的影 响这 一 问题 ， 内外 国
许 多学 者进行 了研 究． 就 财 政 政 策 而 言 ，Ｃ ｎ ｅ 和 Ｄ ｒａ［ ｏｔ ａｒｒ］ 】
（ ９ ８ 利用 格 兰杰 因果 检 验 方法 ， １８ ） 以经 合 组织
６ ４
北 方 工 业 大 学 学 报
第 ２ ４卷
存 在很 大 差 异． 本文 采 用 了实 际 Ｇ ＤＰ增 长 率 、 零 售物价 指数 增长 率 、 财政 赤字 占 ＧＤ Ｐ比重 和 广 义货 币供应 量 （ ） Ｍ２ 的增 长率 ４个 变 量 构 建 ＶＡＲ模 型 ， 财政货 币政 策对经 济增 长 的影 响 对
关键词
分类号
财 政 政 策 ； 币 政 策 ； 济 增 长 ； Ｒ模 型 货 经 ＶＡ
Ｆ １． ８２０
改 革开 放 以来 ， 随着 市场 经济 体制改 革 ， 为
了实现 经济平 稳 、 快速增 长 ， 府必 须要 能够运 政 用财 政 货 币政 策调 控 宏 观经 济 的发 展． 财政 对
（ ） 方 ３ 业 大 学 经 济 管 理 学 院 ，０ １４ 北 京 ；） 方 工 业 大 学 理 学 院 ，０ １ ４北 京 ） １北 ２ １０４ ， ２北 １０ ４ ，
我国货币供给与产出关系的实证分析
我国货币供给与产出关系的实证分析摘要：对我国而言，货币政策已逐渐成为了调节宏观经济的重要工具，对我国的货币政策的传导和效用的实证分析是必要的。
本文旨在研究货币供应和产出之间关系，即货币政策对产出效用大小问题，所以选择了简化形式的实证分析，通过分析确定了货币供应量是影响GDP的重要因素，进一步的，M2对GDP产生影响相对更大也得到了统计结果的支持。
最终得出结论，M2作为货币政策的观测目标更具指南作用。
关键词：货币供给；M2；产出近年来，世界经济发展的同时波动加剧，除了市场的自我调节外，各国政府央行也纷纷采取更积极主动的财政货币政策来对经济进行干预，以保持经济的稳定。
用什么样，何种程度的政策来减少产出及通胀的波动，是政策制定者面临的问题之一。
想要解决这个问题，我们必须对政策的发挥效力的大小和时间长短有一个准确的把握。
所以一直以来，学术界对货币政策的传递机制和效用进行了大量的实证研究，也得出了很多的成果。
关于这个问题，学术界基本分为两派，有不同的出发点和观点，产生了极大的争论。
支持凯恩斯主义的学者采取结构模型的实证分析，多年来发现了多种清晰的结构模型，如（1）传统利率传导途径：（2）托宾q理论：（3）财富效应：等等。
结构模型实证分析有其优势，我们可以独立的分析各个机制来看它是否合理，对政策和产出之间的关系有更准确的把握；可以使我们更准确的预测货币对产出的影响；可以预测如何改变制度还影响货币政策与产出之间的关系。
但是，这些优势都必须以这些模型是正确的为前提。
支持货币主义的学者更倾向用简化形式的实证分析，不考虑中间的过程，只是看M与Y之间的实证关系，这样就没有了途径的限制，考虑的更为全面。
但同时也带来了因果关系颠倒和外在因素影响的问题。
对我国而言，货币政策也已经成为了调节宏观经济的重要工具。
我国金融市场处于发展阶段，且金融结构和制度与国外有不同，所以对我国的货币政策的传导和效用的实证分析是必要的。
本文旨在看货币供应和产出之间关系，即货币政策对产出效用大小问题，所以选择了简化形式的实证分析。
我国货币供应量分析
我国货币供应量分析【摘要】货币是一国经济运行中必不可少的流通媒介，而一国的货币供应量也就与经济的健康运行与发展有着密切的联系。
货币供应量的合理性更加有利于经济的增长，国家的合理投放控制至关重要。
本文针对中国2008-2017年广义货币供应量进行总结分析，并得出结论。
【关键词】货币供应量；基础货币；货币乘数货币供应量被定义为在一定点时间上全社会具有流通和支付手段的货币总的存量。
当今，我国货币供应量分为三个层面：第一层次是流通中现金M0，也就是在银行系统之外流通的现金；第二层次是狭义货币供应量M1，即M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用羊类存款。
第三层次为广义货币供应量M2，即M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业定期存款+信托类存款+其他存款。
M1则能够体现出在经济体系中的实际购买能力；M2则不但能够体现实际的购买力，而且还能够体现可能的支付能力。
这篇文章主要依据2008-2017年我国的广义货币供应量（M2）的数据变化情况，进行基本总结与分析。
近年以来，我国经济发展中的一大重要不可忽略的事实即为广义货币供应量（M2）测度的流动性快速增长。
一、我国货币供应量现状由图1的M2近十年的总量走势可以看出，广义货币的供给量一直呈较快速度上升，由2008年1月的417846.17亿元到2017年9月1655700亿元，可以看出M2总额扩大了近4倍，其上升速度较快。
由M2同比增长率的变化情况来看，08年后我国货币供应量不断上涨，同比增长率一度达到30%的高值；而后随着经济的复苏，货币政策由宽松转向稳健，其增长率也就下降到今天9%左右，可以看出货币供应量M2的增长速度在减慢。
二、影响货币供应量因素货币的供给量为基础货币与货币乘数相乘所得到的数值，那么它们就成为影响货币供应量总额的关键因素。
（一）基础货币基础货币它表现为中央银行的负债，即中央银行投放并直接控制的货币，主要为商业性银行的存款准备金以及公众所持有的通货。
我国超额货币的实证研究及成因分析
我国超额货币的实证研究及成因分析引言根据1999年到2009年第三季度十年间我国gdp增长率与m2增长以及cpi变化的数量关系对比来看，我国gdp增长率在2007年达到上个经济周期的最高值13%，当时支撑这个增速的货币供应量增速仅为16.74%，而2009年前三季度我国gdp同比增长7.7%，但货币供应量却连续3个季度保持平均28%的增长。
这部分没有反映在gdp和cpi变动上的货币供应增量，被经济学界称为“失踪的货币”。
一、超额货币的定义古典货币数量论中费雪的交易方程式为mv=py（其中m是货币供应量，p是一般物价水平，y是一年中生产的最终产品和劳务的总价值，v是货币流通速度），等式两边同取对数并微分，可得dm/m+dv/v=dp/p+dy/y。
货币流通速度v在长期内变动极慢，可视为常数，即dv=0，微分式变为dm/m=dp/p+dy/y，也可写作△m=△p+△y，该等式说明货币供应量的增长率等于物价上涨率与经济增长率之和。
如果一国出现△m>△p+△y的现象，则货币供应量的增长率超过名义国民收入增长率的部分就是该国的超额货币供给。
二、我国超额货币供给的历史及现状我国货币供给超发现象可追溯到中国20世纪七八十年代，伴随经济体制改革的不断推进，我国的货币与经济运行过程中出现了明显违背费雪交易方程式的状况。
按照国家统计局公布的数据，宏观经济的三个核心变量国民收入增长率、物价上涨率、货币供应量增长率三者的关系难以用古典货币数量论上解释。
货币供应量的增长率常年超过名义国民收入的增长率，我国出现了明显的超额货币供给情况。
20世纪90年代至今，中国的货币问题越来越复杂。
根据1990-2012年的数据，把不变价国内生产总值增长率与居民消费指数增长率的和与三个层次货币供给量m0、m1、m2的增长率进行对比。
1990年m0的增长率为12.8%，m1的增长率为19.1%，m2的增长率为34.2%，而cpi增长率与gdp增长率之和仅为6.9%，与三个层次的货币供给增长率的差异均非常显著。
对我国货币政策有效性的分析
对我国货币政策有效性的分析作者：王先福来源：《新西部·中旬刊》2013年第10期【摘要】文章对在开放条件下我国货币政策传导机制存在的各种约束进行了阐述，并实证分析了我国近年来的货币政策效果。
实证结果表明，我国货币供应量的增长不能解释近年来的GDP的增长，我国可以实施通货膨胀目标制以替代目前状况。
【关键词】货币政策中介目标；货币政策最终目标；利率市场化一、货币政策传导机制相关约束分析1998年，央行宣告取消沿用多年的信贷计划管理，表明货币政策模式由总量的直接控制向间接控制转变基本确立。
间接调控方式主要是指货币当局通过变动法定存款准备金率、变动贴现率和公开市场操作等货币政策工具，调整作为中介指标的变量（如利率、基础货币等），从而最终控制社会货币总量的宏观调控模式。
但从实际情况来看，间接调控效果并不理想，究其原因主要受到货币政策工具约束、操作目标和中介目标约束以及货币政策最终目标约束。
1、政策工具约束（1）公开市场业务。
我国公开市场业务的主要缺点是中介机构不足，只有人民银行管理的资金交易中心发挥着大小金融机构之间的资金结算中介作用。
现实情况是：交易量较少，对基础货币供应量的影响不大；由于市场分割，金融工具和创新不足，资金流向同向性严重，效率低下；在目前宏观经济状况下，相对企业贷款而言稳定，被银行视为优质资产，不愿出售，使得公开市场的操作基础大打折扣。
（2）法定准备金率。
1998年3月央行将各金融机构的法定准备金账户和备付金账户合并为存款准备金账户，法定存款准备金率、备付金率从18%～20%下调到8%，1999年又下调至6%。
一般认为准备金的下降会引起货币供应的多倍增长，但从我国目前的法定存款准备金率来看，其进一步下调的空间已经不大了。
（3）再贴现业务。
由于我国商业信用不发达、规模小、信用低下，再贴现市场对利率水平和货币需求没有太大的作用。
同时商业银行手中持有大量的超额准备金，再贴现对商业银行的吸引力也不大。
货币研究实验报告模板(3篇)
第1篇一、实验背景1.1 实验目的简要说明本次实验的研究目的，例如：探究货币政策的传导机制、分析不同货币政策对经济增长的影响等。
1.2 实验意义阐述本次实验的研究意义，例如：为我国货币政策制定提供理论依据、丰富货币经济学理论体系等。
1.3 实验内容概述本次实验的研究内容，例如：选取特定时间段内的货币政策数据、运用计量经济学模型进行分析等。
二、实验方法2.1 数据来源介绍实验所需数据的来源，如国家统计局、中国人民银行等官方机构。
2.2 数据处理说明数据处理的步骤，如数据清洗、数据转换等。
2.3 研究方法详细介绍所采用的研究方法，如计量经济学模型、统计分析方法等。
2.4 实验工具列出实验过程中所使用的软件或工具，如Eviews、Stata等。
三、实验过程3.1 实验步骤详细描述实验步骤，包括数据收集、数据处理、模型构建、结果分析等。
3.2 实验结果展示实验结果，如图表、表格等。
3.3 结果分析对实验结果进行解释和分析，如模型拟合优度、显著性检验等。
四、实验结论4.1 实验结论总结实验的主要结论，如货币政策对经济增长的影响、不同货币政策的效果对比等。
4.2 实验局限性分析实验的局限性，如数据选取、模型设定等。
4.3 实验建议针对实验结果提出改进建议，如数据收集方法、模型设定等。
五、参考文献列出实验过程中引用的文献，按照规范格式进行标注。
六、附录（如有需要，可添加附录，如实验数据、模型代码等。
）以下为实验报告的具体内容示例：一、实验背景1.1 实验目的本次实验旨在探究我国货币政策对经济增长的影响，分析不同货币政策工具对经济增长的传导机制。
1.2 实验意义通过本次实验，可以为我国货币政策制定提供理论依据，为政策调整提供参考。
1.3 实验内容本次实验选取2000年至2020年的我国货币政策数据和经济增长数据，运用计量经济学模型进行分析。
二、实验方法2.1 数据来源实验数据来源于国家统计局、中国人民银行等官方机构。
中国货币供给量与CPI变动实证研究
析， 试 图通过研 究哉 国货 币供给 量和 Ｃ Ｐ Ｉ 的 关 系， 探 讨二 者的短 期和长期 均衡关 系。实证 结 果表 明 ： 无论在 短期还是 长期 ，
目， 根 据 全 国城 乡 近 １ １万 户 居 民 家 庭 消 费 支 出 构 成 资 料 和
上式 两边取对 数 ， 有
ｌ ｎ Ｐ＝ ｌ ｎ Ｖ ＋ ｌ ｎ （ Ｍ／ Ｙ）
如 果 货 币 流 通 速 度 ｖ在 长 期 内 是 稳 定 的 ， 那 么 也 就 意 有 关 规 定 确 定 ， 目前 共 包 括 食 品 、 烟 酒及 用 品、 衣着 、 家 庭 设 味着 ｌ ｎ Ｐ与 Ｉ ｎ （ Ｍ／ Ｙ） 之 间 存 在 长 期 的 均 衡 关 系。Ｃ ｈ ｏ ｗ 备 用 品及 服 务 、 医疗 保 健 及个 人 用 品 、 交 通 和通讯 、 娱 乐 教 （ １ ９ ８ ７ ， ２ ０ ０ ２ ） 以 ＭＯ作 为 货 币供 应 量 指 标 ， 通 过 回 归 分 析 得 育 文 化 用 品 及 服 务 、 居住八 大类 ， ２ ５ １ 个 基本 分类 ， 约７ ０ ０个 ５ ０个 样 本 市 出ｌ ｎ Ｐ与 Ｉ ｎ （ Ｍ／ Ｙ） 之 间 存在 协 整关 系 。在 动态 的情 况 下 ， 代 表 品种 。居 民消 费 价 格 指 数 就 是 在 对 全 国 ５
摘
要： ２ ０ ０ ５ 年 以来 ， Ｃ Ｐ Ｉ 在 媒体 的报 道和普 通大 众的切 身感受 中逐 渐成为人们 关心 的焦点 ， 作 为物价 变动 的主成分 ，
对近年来现金投放快速增长的实证分析——以吉林省白山市为例
对近年来现金投放快速增长的实证分析——以吉林省白山市为例佚名【摘要】现金是货币中最活跃的部分，其投放、回笼的变化从一个侧面反映了一个地区经济结构的变化，并折射金融制度、金融工具等发展变迁以及居民金融意识的变化。
本文分析了白山市近年来现金投放、回笼、挣投放出现快速增长的原因，提出了现金管理方面的政策建议。
%Cash is the most active part of the money, and it's variations in putting in and withdrawal reflects and refracts the changes in economic structure, financial system, financial instrument development and awareness of community residents from side. This paper analyzes the factors on the rapid increase in currency issue, currency recovery, especially the net issue in Bashan, and put forward relevant suggestions.【期刊名称】《吉林金融研究》【年(卷),期】2012(000)007【总页数】6页(P38-43)【关键词】现金投放;现金净投放;快速增长;GDP【正文语种】中文【中图分类】F830近两年，白山市现金投放、回笼、净投放出现快速增长，尤其净投放高速增长。
为此，我们深入重点行业企业单位、现金需求量大的银行业机构进行调查，分析了近年来白山市现金投放回笼的特点及影响现金投放回笼的各种因素，探讨了白山市经济高速增长的形势下推动现金持续大投放的一些深层次经济因素，把握现金流通规律, 不仅对搞好货币发行和现金管理工作十分重要, 而且对有效防范因现金供应引发的金融风险, 进一步提高宏观调控能力有着重要的意义。
对中国货币供给量指标有效性的实证分析
要 ： 西方 货 币理 论 有 关 中介 目标 的选 择 进 行 一 个 全 面 的概 述 ， 结 合 中 国 实证 分析 ， 出货 币供 给 量 对 并 得
指 标 对 我 国 而 言仍 是 有 效 的 结 论 ． 关 键 词 ： 币供 给 量 ； 币乘 数 ； 础 货 币 货 货 基 中 图分 类 号 ： ８ Ｆ２ 文献 标识码 ： Ａ
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第 ２ 卷 第 ２期 ｌ ２０ ０ ２年 ６月
南 昌水 专学报
Ｊ ｕ ａ ｆ Ｎａ ｃ ａ ｇ Ｃｏｌ ｇ ｆＷ ａｅ ｏ ｓ ｒ ａ ｃ ｎ ｄ ｏ ｌ ｃ ｒ ｏ ｒ ｏ ｒ ｌｏ ｎ ｈ ｎ ｌ ｅ ｏ ｔ ｒＣ ｎ ｅ ｖ ｎ ｙ ａ ｄ Ｈｙ ｒ ｅ ｅ ｔ ｃ Ｐ ｗｅ ｎ ｅ ｉ
以上 的争 论 归 根 结 底 ，还 是 体 现 在 货 币 供 给 量 和利 率 指标 的 选 择 问题 上 ．但 是 对 货 币政 策 中介 目标 的
选择 ， 须根据 “ 必 三性 ” 则 及 各 国 不 同 国情 来 判 定 ， 体 问 题 具 体 分 析 …． 原 具
１ 中 国 货 币 政 策 中 介 目标 的 选 择
的 主 张 ， 为股 票 价 格 是 连 结 货 币政 策 与 实 质 经 济 的 纽 带 ， 央银 行 可 通 过 实 施 货 币 政 策 工 具 ， 响社 会 总 认 中 影 资本 的 规 模 、 构 和 收益 ， 时 调 节 利 率 来 改 变 人 们对 风 险 和收 益 的 预 期 ， 进 他 们 改 变 实 物 资 本 和 金 融 资 结 同 促 产 的 选 择 ， 股 票 价 格 维 持 在 货 币 政 策 目标 所 需 要 的 水 平 上 １ 使 ．
对 中 国而 言 ， 择 货 币政 策 中介 目标 同样 要 结 合 中 国 国情 ， 样 要 坚 持 “ 性 ” 则 ．９ ６年 ， 国 中夹 选 同 三 原 １９ 我 银 行 正 式 以 Ｍ。狭 义货 币给 量 ） 为 货 币政 策 中 介 目标 ， Ｍｏ流 通 中 的 现 金 ） ｛ 作 以 （ 、Ｍ 广 义货 币供 给 量 ） 为 （ 作 观 测 目标 ．而 在 此 之 前 ， 央银 行 更 多 地 以 信 贷 规 模 控 制 作 为 中 介 目标 ．表 １给 出 了 １８ 中 ０～１９ ９ ９ ７年期 间 中
我国货币供给实证分析——基于协整与误差修正模型
０ ０ ６ Ａｌ ｔ ． ８ ７ ｍｚ一２ ＋ ０ ０ ３ Ａｌ ｔ ． ３ ８ ｍｂ 一１ — ０ ０ ９ Ａｌ ｂ 一１ — ． ７２ ｍ ｔ ０ ０ １ △Ｊ 一１ — ．６Ｏ ｔ ｔ ０ ０ ０ Ａｔ ． ３ ３ ｌｔ 一２ ＋ ０ ０ ｏ Ａ ｒ—ｌ 一 ． １ Ｏ ｌｔ ０ ．
整 向量 ” 假 设 ， 明 它们 之 间 存 在 着 一 个 协 整 关 系 ， 的 说 由此 ， 我 们 认 为 Ｉ ２和 ｌ 、ｋ ｌ、 之 间 存 在 长 期 均 衡 关 系 ， 误 ａ ｒ ｍｂ ｌ、 Ｉ ｒｔ 将 差记为 Ｅ Ｍ， 立协 整模型如 下所示 。 Ｃ 建
关 键 词 ： 币供 给 ； 整 ； Ｅ 模 型 货 协 Ｖ Ｃ
中图分类 号 ：８ Ｆ
文献 标识码 ： Ａ
文 章 编 号 ：６ ２３ ９ （０ １ １—０ ７０ １ ７ －１ ８ ２ １ ） ６０ １ —２
ｌ 引 言
本 文选取 的样本数 据的 区间为 ２０ ０ ２年 １月 到 ２ １ ０ １年 ３月 ，
差 分值 。检验 结果表 明 ， 过处理后 所有数 据序列 在 ５ 显 经
著 水平下都 是平稳 变量 。 货 币 供 给 模 型 一 般 表 示 为 ｍ２ ｆｍｂ ｋ ｔｒ 。 ＝ （ ， ，，）
２ 模 型 的选 取 与数 据的 整理
以本 文 运 用 单 位 根 检 验 法 对 数 据 的 平 稳 性 进 行 检 验 ， 现 发 所 选 变 量 是 非 平 稳 的 ， 是 运 用 处 理 非 平 稳 时 间 序 列 的 协 于 的关 系 进 行 了进 一 步 的分 析 货 币 供 给 量 不 仅 仅 决 定 于 货 币 当 局 的 行 为 ， 决 定 于 还
ｌ 数 货 币 供 给 问 题 ， 直 以 来 都 是 各 国 中 央 银 行 和 货 币 管 共 计 １１个 月 度 数 据 ， 据 来 源 于 巨灵 金 融 平 台 。 一
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我国货币供给量与经济增长的实证分析【摘要】货币供给量与经济增长之间的相互关系一直都是经济学家与政策制定者非常关注的问题。
在不同的货币统计口径下（M0，M1，M2），研究二者的关系能够更加全面的反映中国宏观经济运行。
通过运用向量自回归模型和脉冲响应函数分析发现，M0，M1，M2分别与GDP之间存在均衡关系。
宏观上来说，广义货币供给量比狭义货币供给量与经济增长的关系更加密切，但是也不能忽略狭义货币供给量与GDP之间的关系，它们也能反映经济运行中的一些问题，因此制定货币政策时要全面综合考量不同货币层次对经济增长的影响。
【关键词】货币供给量Granger因果检验协整检验脉冲响应函数一、引言随着美国金融危机和希腊主权债务危机爆发以来，世界各国都以货币政策作为本国调控宏观经济的重要途径和手段，纷纷采用积极的货币政策，特别是美国实施量化宽松的货币政策以来，世界经济格局也发生了变化。
中国在这段时期也采用了不同的货币政策，由积极的货币政策转向稳健的货币政策。
那么，货币供给量与经济增长之间到底有怎样的关系？国内外学者关于货币供给量与经济增长的实证研究非常多，很多学者从不同的角度对此课题进行研究。
Friedman和Schwartz（1963）以及Tobin（1965）通过实证研究发现，货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响。
Kormendi 和Meguire（1984）对50个国家的研究以及Boschen和Mills（1995）对美国的研究得出，在长期中货币供给量对产出没有影响。
McCandless和Webber（1995）考察了不同货币口径下的110个国家近30年的数据资料进行相关分析，得出货币供给量的增长率变动引起通货膨胀率的相同变化，而货币供给量与实际产出的增长率之间没有相关性。
Andreas Schabert（2009）通过一个无摩擦的金融市场和价格粘性的标准宏观模型分析利率目标和货币供应量的关系，证实了平稳序列的货币供给量满足利率的期望目标，从而影响经济的增长。
国内学者黄先开、邓述慧（2000）运用二步OSL方法，研究了货币政策的非对称性以及预期的货币冲击对经济增长的影响，认为中国的货币机制与西方经济国家的机制差别较大，预期和非预期的货币供给冲击对产出的影响是非中性的，说明货币供给对中国宏观经济的运行中仍具有关键作用。
陆军、舒元（2002）运用Granger因果检验及Fisher与Seater的长期导数的方法对我国在1978—2000年期间货币供给量和经济增长进行实证研究，通过Granger因果检验发现我国在1978—2000年经济增长是货币供给量的Granger原因，在长期中货币供给量对经济没有实质性的影响，即在长期中通过扩张性的货币政策来增加货币供给量实现我国经济持续增长是行不通的。
梁晓辉（2003）基于货币供给的内生性，运用V AR模型和格兰杰因果关系验证了货币供给与国内生产总值之间的关系，发现GDP是M2的Granger原因，M2不是GDP的Granger原因，认为中国的货币供给是一个内生变量，主流的货币理论可能无法解决经济运行中的一些问题。
杨建明（2005）运用协整检验和误差修正模型对1986-2001间的货币供应量和经济增长速度之间的关系进行研究，得出了广义货币供应量不是GDP增长的Granger 原因。
肖卫国、靳静（2007）运用向量误差修正模型和协整检验对我国货币政策的中介目标进行了实证分析，货币供给量作为我国货币政策中介目标的有效性正在降低。
贵斌威等（2008）基于CIA模型，研究一般均衡的框架下货币供给对中国经济增长的影响，发现货币供给加速，会降低经济增长率，但若储蓄意愿强和经济增长潜力高时，货币供给增加可以保持经济增长。
欧阳志刚等（2011）通过运用阈值协整方法研究了后金融危机时期货币供给过剩对GDP的非线性调节作用和冲击效应。
他认为货币供给不足时，增加M2对经济增长的刺激作用较弱，货币供给过剩时，减少M2对经济增长的抑制作用也较弱。
而且M2对经济增长率的冲击约会持续四至五年。
谭太平（2011）选取了1994—2009年的季度数据，运用可变参数状态空间模型分析了M2、国内信贷对经济增长的动态作用，由产出的货币弹性来分析我国在不同经济时期的经济政策以及宏观经济形势，认为中国M2作为货币政策的中介目标日趋成熟。
陈健（2011）运用SV AR模型研究了全球货币供给通过不同价格波动的路径对经济增长的影响，发现货币供给对实体经济的影响具有明显的非对称性。
魏蓉蓉等（2011）基于V AR模型研究了货币供应、通货膨胀、经济增长之间的关系，发现长期内经济增长对货币供应有负向作用，货币供给增加有利于经济增长，认为中国存在托宾效应。
张永升等（2012）分别研究了名义GDP和实际GDP与M2之间的关系，并分别选取货币政策相对紧缩和相对宽松时期的三组数据进行实证研究，认为名义GDP和实际GDP分别与M2互为Granger因果关系，而且相对紧缩的货币政策下的实际GDP对货币供给的弹性要高于相对宽松的货币政策下的实际GDP对货币供给的弹性。
裴平等（2012）运用状态空间模型和面板模型验证了10个国家非预期货币供给对经济增长的影响，发展中国家的非预期货币供给能够促进经济增长，而发达国家的非预期货币供给对经济发展的印象较弱，表现为负向作用。
由于使用何种货币供给量作为研究的变量并没有统一的标准，而且使用不同的统计口径的变量所产生的结果也可能不同。
为了消除不同的统计口径产生的不同结果以及更加全面地研究货币供给和经济增长之间的关系，本文研究在不同口径（M0，M1，M2）下货币供给量与经济增长之间的影响关系。
二、实证分析1、变量选择和样本数据的选取本文选取2002年—2011年的相关季度数据作为样本数据，采用GDP的当期变量作为经济增长的代理变量，用GDP表示。
货币供给量指标用M0，M1，M2当期存量表示。
以上数据分别来自《中国统计年鉴》和中国人民银行网站。
不同口径的货币供给量M0，M1，M2来自中国人民银行网站，GDP来自2002-2011年《中国统计年鉴》。
为了消除季节数据的波动，对当期的GDP序列和货币供给量序列取对数，分别记为LM0，LM1，LM2和LGDP。
2、单位根检验本文先利用ADF检验对GDP和货币供给量进行平稳性检验，可以发现GDP 及货币供给量序列都不平稳，不能直接构建模型。
所以，对变量分别取对数即LM0，LM1，LM2和LGDP，然后对LM0，LM1，LM2和LnGDP各自进行一阶差分后，可以发现△LM0，△LM1，△LM2和△LGDP在5﹪的显著性水平下是平稳的，LM0，LM1，LM2和LGDP都是一阶单整，即LM0～I（1），LM1～I（1），LM，2～I（1），LGDP～I（1）。
因此，M0，M1，M2可能分别与GDP 之间存在协整关系。
具体详见表1。
3、协整检验由单位根检验可知时间序列LM0和LGDP，LM1和LGDP，LM2和LGDP 都是一阶单整，则可能存在长期稳定的均衡关系，利用Johansen似然比检验方法分别对它们进行协整检验。
具体结果详见表2。
根据检验结果可以知道，在显著性水平0.05下，由于迹（Trace）统计量检验有15.52804>15.49471，1.60103615.49471，0.82869715.49471，0.897318<3.841466，所以LM2与LGDP序列之间存在协整关系。
由协整检验结果可知，在0.05的显著性水平下，GDP与M0、M1、M2之间存在协整关系，这就说明在该样本期间内，我国的经济增长与不同口径的货币供给量之间存在长期的均衡关系。
由此也可以说明，M0、M1、M2可以作为我国货币政策调控的重点目标，与我国当前的货币政策是相适应的。
随着我国经济金融制度的不断完善和创新发展，M0、M1、M2对经济增长的作用和影响会越来越大，它们应该作为货币政策重点的监控目标。
但是，它们是否是经济增长的原因，在多大程度上影响经济增长的变动，还需要进行下面的Granger因果关系检验。
4、Granger因果关系检验M0、M1、M2与GDP之间分别存在协整关系，但是这种长期均衡的协整关系是否由货币供给量M0、M1、M2的变化引起GDP的变化的结果，还是GDP 引起货币供给量M0、M1、M2的变化的结果，还是它们互为因果关系。
为了说明不同统计口径下货币供给量与经济增长之间的因果关系，需要分别对M0、M1、M2和GDP的因果关系进行检验。
在此分别取滞后期为1和滞后期为2，对M0、M1、M2和GDP进行Granger因果关系检验。
具体检验结果如下表3。
由检验结果可以知道，当滞后一期为时，LGDP不是LM0的Granger原因，说明经济增长并不会增加流通中的现金量，LM0是LGDP的Granger原因，说明现金的增加会促进经济的增长；滞后两期时两者互为因果关系。
当滞后期为1时，LGDP和LM1互为Granger原因，说明经济增长会带动流动中的现金量增加，货币供给的增加也会促进经济的增长；滞后两期时，LGDP不是LM1的Granger原因，LM1是LGDP的Granger原因。
LGDP在滞后期为1和滞后期为2时与LM2互为Granger原因，在滞后期为2的前提下，LM2比LM1对LGDP的影响更强，也就是说，广义货币供给量比狭义货币供给量与经济增长的关系更加密切。
总之，在显著性水平0.01下，LM0、LM1、LM2全部都是LGDP的Granger 原因，这说明流动的现金和定期存款都会影响经济增长。
5、脉冲响应函数协整模型揭示了M0，M1，M2分别与GDP之间存在稳定的均衡关系，格兰杰因果关系检验解释了他们之间存在的因果关系，但是都不能提供动态信息，无法知道当其中的一个变量变化时，另一个变量的特征。
因此，要运用脉冲响应函数进一步分析货币供给量与经济增长之间的关系。
由图1可知，当GDP的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，它在前三期内对M0的负向作用不断增大，在第三期达到最大。
随后几期负向作用逐渐减小但仍为负，在第七期以后GDP对M0的影响几乎保持稳定的负向作用。
M0是流动性最强的货币，与消费密切相关。
短期的经济增长并没有增加人们持有更多货币的需求，也就是说人们的消费意愿比较低，这可能与我国的社会保障水平较低有关。
当M0的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，它在前两期内对GDP的正向作用不断减小直至减小为零，在第三期到第五期内，表现为负向作用，随后几期在零上下波动，即影响作用不大，这说明长期内的作用不显著，货币政策只能作为一个短期的政策。
由图2可知，当GDP的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，对M1的负向作用在第二期达到最低，在随后的几期里，这种负向作用逐渐减弱，在第五期达到最小，此后一直在零附近。