對我國貨幣供給內生性與外生性問題的再探討
——基于聯立方程回歸的實證研究

楊 旭，馮兆云

(北京交通大學 經濟管理學院，北京 100044)

我國的貨幣供給究竟是一個內生變量還是一個外生變量?對這個問題的回答直接影響到我國貨幣政策的制定思路與實施效果。如果貨幣供給是外生的，就意味著央行可以主動地、相機抉擇地控制一國的貨幣數量，進而影響一國的整體經濟。如果貨幣供給是內生的，則意味著央行無法單方面地控制貨幣數量，因此單純的貨幣政策無法產生可預計的結果，對經濟的干預需要央行與政府共同綜合運用貨幣、財政和收入政策。顯然，如果央行主觀認為貨幣是外生的，但客觀上卻是內生的，那么貨幣政策的效果必將大打折扣，甚至對經濟體產生有害的影響。所以，需要對我國貨幣供給內生與否的問題給出明確的答案。本文通過實證方法對此問題進行了探討。

一、文獻綜述

在主流經濟學的視野里，任何一種商品，其均衡價格與數量都是由其供給與需求共同決定的。貨幣也不例外，它的價格 (即利率)與數量 (貨幣余額)也是由它的需求與供給決定的。但比較特殊的是，主流的經濟學教科書大多認為，貨幣的供給是外生的，即貨幣的供給曲線是垂直的［1］－［2］。

然而，在經濟學的發展歷程中，關于貨幣供給是內生還是外生的問題一直爭論不休。認為貨幣供給是外生決定的信條是來自于現代宏觀經濟學的鼻祖凱恩斯與貨幣主義的宗師弗里德曼，由此二人在經濟學的地位不難理解為什么“貨幣外生論”能夠成為主流觀點;與此同時，認為貨幣供給是內生的學者也是為數眾多，這包括:銀行主義學派中的圖爾、威爾遜、富拉頓等;馬克思的理論實際上也認為貨幣供給是內生的;熊彼特以及撰寫《貨幣論》時的凱恩斯本人也持有此類觀點;后期有卡爾多和“拉德克利夫報告”、格利、肖、托賓以及后凱恩斯主義者戴維森、溫特勞布、明基斯、摩爾、羅西斯等［3］。當然，在認為貨幣供給是內生的各種理論之間也有區別，例如，后凱恩斯主義者中有些學者認為供給曲線是水平的，這種觀點被稱為“適應性內生供給說” (accommodative endogeneity)［4］。而同學派中的其他學者則認為貨幣的供給曲線是具有正斜率的曲線，這種觀點則被稱為“結構性內生供給說”(structural endogeneity)［5］。

我國學者對這一問題也有廣泛的探討，同樣也有兩種觀點。

1.認為我國的貨幣供給是外生的

這部分學者可以分為兩類:一類是直接表明自己的立場;另一類則是以隱含的方式表明著自己的立場。前者如，史永東［6］使用Granger檢驗的方法檢驗出我國的M1或者M2對于GNP是外生的;魏巍賢［7］使用由 Engle等［8］提出的關于“弱外生性、強外生性，以及超外生性”的檢驗方法 (簡稱EHR方法)，檢驗出我國的貨幣變量是經濟活動的弱外生變量。

以隱含的方式表明著自己立場的學者則包括了目前所有試圖估計我國貨幣需求函數的學者(雖然他們有些人并沒有意識到這一點)。原因是，這些學者對貨幣需求函數的估計都采用的是單方程的估計，而如果貨幣供給是內生的，那么用單方程進行估計就是錯誤的。①因為如果貨幣供給是內生的，即貨幣供給曲線是傾斜的，那么用單方程估計就會產生系統性的偏差。所以，目前所有估計我國貨幣需求函數的學者們，無論是有意的還是無意的，都屬于貨幣供給外生論者［9］－［16］。

2.認為我國的貨幣供給是內生的

這部分學者，按照研究方法的不同也可以分為兩類:(1)以定性分析方法為主。包括:巴曙松分析了我國經濟轉軌期間貨幣乘數的內生機制［17］;孫伯銀認為，我國“1997年前貨幣供給是政治內生性為主，1997年后貨幣供給轉向市場內生性”［18］。崔建軍的分析則說明貨幣供給內生與否取決于貨幣的發展形態、相應的供給機制，以及整個社會的基本經濟制度，而目前我國的貨幣供給是內生的［19］。王國松論證了我國基礎貨幣的供給存在制度內生性，信貸供給存在需求內生性，從而認為我國貨幣供給具有較強的內生性［20］。(2)以定量分析為主，或定量定性相結合。如一些學者等使用Granger檢驗方法檢驗出我國的貨幣供給是內生的［21］－［23］。

二、現有研究的不足

在筆者看來，無論是“外生論者”的研究，還是“內生論者”的研究都有較為嚴重的缺陷。首先，對此問題的研究不能只限于定性分析，因為有些通過定性分析確認的作用機制 (如內生性的機制)即使存在，也還有一個作用力是否顯著的問題。其次，無論是“外生論者”還是“內生論者”，目前的定量分析大多使用“格蘭杰因果檢驗”的方法，但該方法在檢驗貨幣供給內外生問題上存在著很大的缺陷。具體原因是，使用該方法進行檢驗是遵循如下一個基本的邏輯:一個變量X如果是某個系統A的內生變量，則在系統A中，一定存在某些變量是引起X變化的原因。因此如果用“格蘭杰因果檢驗”的方法在“系統A”中，找出了一些變量確實能夠“格蘭杰引起”變量X的變化，那么就說明變量X是系統A中的內生變量。這一邏輯雖然不錯，但在研究貨幣供給量內生與否的問題時，如何確定一個合理的“系統邊界”是一項關鍵而困難的工作。因為一個變量是否為內生變量，主要取決于該變量所處的系統邊界在何處。如果把整個地球作為研究系統，那么所有的經濟變量都將是內生的。而在研究貨幣供給的內生性問題時，應該將其放置于一個多大的系統中才恰當?并沒有人給出令人滿意的答案。正是由于存在著這樣一個障礙，所以導致了在這一類研究中，在確定哪些變量是“格蘭杰引起”貨幣供給量的問題上，存在一定的任意性，例如，李曉華等檢驗出“物價和投資”是貨幣供應量的格蘭杰原因［21］;寧詠用“經濟增長率”作為外生解釋變量來檢驗是否“格蘭杰引起”了貨幣供給增長率的變化［22］;黃武俊和陳漓高用“匯改后凈國外資產增量變化”來檢驗是否“格蘭杰引起”基礎貨幣增量變化［23］。此外，魏巍賢使用的EHR方法［7］其實也存在同樣的問題。這種對系統邊界確定的隨意性導致上述檢驗結果差異很大。例如，史永東［6］、魏巍賢［7］檢驗的結果是貨幣供給是“弱外生”的。而其他人，如，寧詠［22］、李曉華等［21］的檢驗結論卻是相反的。

筆者認為對貨幣供給內生與否的研究，首先應該有一個明確的判斷標準。有許多文獻將中央銀行能否完全控制貨幣供給量作為判斷的標準。這樣的定義其實是不恰當的，因為關于什么是“完全控制”?并沒有準確的定義。實際上，即使是“內生變量”也是可以控制的，比如，某商品的市場價格 (這是一個標準的內生變量)，也可以通過稅收、最高限價與最低限價等方法來控制。所以，正是由于存在這樣一種不恰當的定義與判斷標準，才使得關于這方面的討論觀點林立、糾纏不清。關于貨幣供給是否是內生的，筆者認為，應該從經濟學最基本的觀點出發給出判斷條件。這個條件的內容就是:在“利率—貨幣數量”的系統 (坐標圖)中，供給曲線是否垂直。或者說，貨幣供給是否與利率有關，如圖1所示。

圖1 貨幣市場的供求曲線

本文即是按此邏輯，利用我國的季度數據，以聯立方程回歸為工具，同時估計出我國的“貨幣供給函數”與“貨幣需求函數”，之后通過檢驗“貨幣供給函數”中的“利率”與“貨幣數量”之間是否存在顯著相關關系的方法，驗證我國貨幣供給到底是內生還是外生的。

三、貨幣供求函數形式的確定

要進行聯立方程的回歸，首先需要確定貨幣需求函數與供給函數的具體形式。

1.確定貨幣需求函數的具體形式

在筆者所閱讀的文獻中，所有試圖對我國貨幣需求函數進行估計的工作中，無論是采取凱恩斯主義還是貨幣學派的理論，引入的變量都可分三類:規模變量、機會成本變量，以及制度變量。用公式表示:

只是在選擇具體的指標時，不同的學者有不同的看法，如，易綱引入的是“實際GDP、利息率、對通貨膨脹的預期，貨幣化指數 (城市人口比例)以及國際收支余額”［9］;易行健引入的是“實際GDP、一年期存款利率、通貨膨脹率，以及麥金農的金融深化指標”［13］;蔣瑛琨等使用了“實際GDP、存款利率、中國經濟貨幣化程度”三個指標［15］;王曉芳與王學偉使用的是“實際GDP、一年期定期存款實際利率、股市市值、預期通貨膨脹率”［16］。

目前尚沒有一個標準去評判到底誰的選擇是正確的。李少斌與劉朝陽考察了五種形式的貨幣需求函數，認為效果都不錯，但變量越多，“協整關系”的可能形式也就越多，因此不建議使用變量過多的函數形式［24］。本文的主要目的只是探討貨幣供給的外生與否的問題，因此本文采取的策略是:先確定一個基本的函數形式，然后嘗試幾種變形，以期待得到一個相對穩定的結論。具體的工作如下。

本文在選擇貨幣需求函數所需引入變量的問題上，持以下觀點:

(1)所選變量均采用“名義量”。這包括:被解釋變量選擇的是名義貨幣供給量“M1”，規模變量選取的是“名義GDP”，以及名義利率等等。這樣做，一方面可以不用單獨考慮價格因素，從而可以減少解釋變量的數目，增加自由度;另一方面，由于是做聯立方程的回歸，有些變量是同時被引入到兩個方程，因此在考慮兩個方程的變量選擇時，名義量更合適。

(2)對于規模變量的選擇，本文認同貨幣主義的觀點，認為應該引入“持久性收入”更合適。具體的處理，見后面的計量過程。

(3)對于制度變量，本文認為沒有必要引入。因為所有的制度變量對貨幣需求的影響都已經體現在貨幣收入的大小里了。例如，原來我國的貨幣化程度低，家庭不用自己買房子、看病統籌醫療等等，這些因素對貨幣需求顯然是有影響，但其作用機制并不是獨立的，而是首先使得家庭的貨幣收入低下，然后影響貨幣需求的行為，所以沒有必要單獨加入制度變量。持有類似觀點的學者還有何運信［25］。由于本文的計量研究使用的是季度數據，因此在較大時間范圍才起作用的制度因素也不應被引入。實踐中，許多人加入此類變量，其目的之一是為了使得回歸的擬合程度更高。但從本文后面的計量研究的結果看，沒有這個變量，回歸的擬合依然很高，甚至是更高，因此有理由認為不需要引入制度變量。

(4)對于體現機會成本的變量，本文嘗試三種選擇:一是只引入利率;二是同時引入利率和上證指數;三是引入利率和上證指數的滯后值。具體的利率指標，本文選用“一年期銀行貸款利率”，而不是其他學者經常使用的“一年期國債收益率”或“一年期存款利率”。原因如下:

①不使用“國債收益率”的原因。主流經濟學教科書在解釋利率與貨幣需求之間的關系時，犯了“合成謬誤”的錯誤。具體而言，布蘭查德［1］與多恩布什［2］的教科書是這樣解釋的:當債券收益率提高時，人們會放棄所持有貨幣，轉而購買債券，從而貨幣需求下降。因此，利率與貨幣需求是負相關的。這個結論對于個體而言是正確的，但對于整體就不一定了。因為如果一個家庭所購買的債券是從其他家庭或非銀行機構的手中購買的，那么總體的貨幣需求量沒有改變。只有當家庭或企業是從央行或銀行手中購買債券時，總體的貨幣需求才會下降。所以，只有當一國貨幣當局所進行的公開市場業務的規模達到一定水平時，用債券收益率來做貨幣需求的解釋變量才是合理的。而我國央行目前對債券買賣的規模相對而言并不是很大。所以本文沒有使用“債券收益率”

②不使用“存款利率”的原因。首先，考慮到“利率變量”是要同時被引入到供給函數和需求函數這兩個方程之中的。而在貨幣的供給過程中，顯然商業銀行的貸款行為直接的是與貸款利率相關，所以在供給函數中沒有理由引入存款利率。其次，在貨幣的需求方面，引入貸款利率同樣可以解釋得通。例如，當貸款利率上升時，企業與家庭的貸款就會下降，從而造成對貨幣需求的下降。反之亦然。所以，本文認為利率變量使用“貸款利率”更合適。

③引入“股票指數”的原因。近年來，股票已經成為我國家庭與企業重要的金融資產保存形式，2007年滬深股市的總市值更是超過了我國當年的GDP，因此，買賣股票的行為與人們對貨幣的需求之間應該存在著很大的關系。但是，二者之間究竟是什么樣的關系，筆者并未做深入研究，因此無法具體說明二者應該是正相關還是負相關。雖然已有學者對此問題進行了研究，如張笑冰［26］、王曉芳與王學偉［16］等，但結果并不一致。正是這種不確定性導致本文嘗試兩種情況:引入當期股指、引入滯后一期的股指。

根據上述討論，本文確定以下三種貨幣需求函數形式:

其中，M是名義貨幣需求量;Y是名義收入;r是銀行貸款名義利率;SI是股票指數;SI(－1)是滯后一期的股指。“+、－”分別表示理論上已明確的Y和r分別與M之間的關系方向;因“股指SI”與M的關系不明，所以標為問號 “?”。

2.關于貨幣的供給函數

任何一種商品的供給都是來自于它的生產者。而在現代銀行體系下，貨幣的直接供給者是商業銀行，而商業銀行的背后是中央銀行。所以，弗里德曼與施瓦茲［27］在其合作的經典著作《美國貨幣史 (1867—1960)》一書中給出了后來成為標準教科書中重要內容的貨幣供給公式:

又因為，狹義貨幣供給量 (M1)被定義為:通貨 (Cu)+貸款總額 (D)，即，M1=Cu+D。所以，貨幣創造乘數就表示為:

其中，Cu/D表示現金存款比;rd表示法定準備率;re表示超額準備率。

在貨幣的供給機制中，基礎貨幣 (又稱高能貨幣H)被認為是由中央銀行完全控制的，而“貨幣創造乘數”則較為復雜。根據公式(3)，法定準備率 (rd)是由中央銀行完全控制的，外生的。而超額準備率 (re)是由銀行與借貸者共同決定的。影響它的因素很多，其中就包括“貸款利率”。如果假設其他因素保持不變，那么當貸款利率提高時，商業銀行會有增加貸款的動力，從而降低它的超額準備率 (re)。而re的下降，會導致貨幣創造乘數的提高，從而增加貨幣供給量。因此，如果我國的貨幣供給是內生的 (且供給曲線向右上方傾向)，即，貨幣供給量受利率的影響，那么其中的機理就在于此。當然，是否內生還需要在后文中加以證實，因為雖然這種機制在理論上存在，但在現實中這種作用機制是否明顯還需要定量的分析。

根據上述論證，本文認為“貨幣的供給函數”可構造為如下的一般形式:

其中，M表示貨幣供給量;H表示基礎貨幣，它與M之間應該呈正相關關系;rd表示法定準備率，它與M之間應該呈負相關關系;r表示貸款利率，如果貨幣供給是內生的，那么它與M之間應該呈正相關關系。

3.貨幣供求函數的計量模型

綜合以上分析，本文所構造的貨幣的供求函數方程組的一般形式可表示如下三個模型。

模型一:

模型二:

模型三:

對于實際的計量分析，需要給出具體的函數形式，本文將具體的形式設定為:

模型一:

模型二:

模型三:

之所以設定為半對數函數形式，原因是:首先，需求函數是遵循了大多數學者進行同類研究時所采取的形式;其次，供給函數之所以被設定為線性形式，其機理是:通過對 (2)式的左右兩邊同時取對數得到:Ln(Ms)=Ln(H)+Ln(k)。之后，進一步假設 Ln(k)與 rd、r，以及常數之間，呈近似的線性關系，從而可得(6)式、(6)'式以及 (6)″式中的半對數線性形式。此外，采用上述形式還有一個好處:每個解釋變量前的系數都有明確的經濟含義。

四、計量分析

本文將以聯立方程組 (6)— (6)″式為基礎，使用2004—2009年的季度數據進行回歸分析。

1.數據處理

第一，對于“名義收入 (Y)”，由于是季度數據，所以該序列呈現明顯的季節波動，該波動將嚴重影響回歸的質量，因此在進行回歸分析之前，需要進行季節性調整。本人使用X11對原序列進行調整，之后再進行對數處理。

第二，對于“利率r”，本文使用“一年期貸款名義利率”。由于該變量沒有現成的季度數據，所以本文先構造該變量的月度數據，然后再構造成季度數據。在構造月度數據的過程中，采用加權平均的方法，比如，2006年8月份，前19天利率為5.85，從第20天開始變為6.12，那么該月的平均利率=5.85×19/31+6.12×(1－19/31)≈5.95。從月度數據向季度數據轉換時，使用Eviews的自動轉換功能 (加權平均)。

第三，法定準備率 (rd)也需要進行手工處理，方法及過程“利率”的處理方法相同。

第四，股票指數。本文選用上證指數在每個季度的最大值。

第五，貨幣數量使用M1。

數據總結如表1所示。

2.各變量的平穩性檢驗

在進行回歸之前，需要對所有變量進行平穩性檢驗。本文使用Eviews6.0中的ADF單位根檢驗法得到的結果如下:變量 Ln(M1)、Ln(H)、Ln(SI)、rd，以及r均為I(2)過程。經過X11處理后的名義GDP的對數值Ln(Y)是一個I(1)過程。由此可見，被解釋變量Ln(M1)是I(2)過程，解釋變量中最高也是I(2)過程，因此在它們之間有可能呈現“協整關系”(這里只給出結果，如需檢驗過程，請與作者聯系)。

3.應用兩階段最小二乘法 (TSLS)估計供求函數的各項參數

需求函數和供給函數的估計結果如表2、表3所示。

表2 被解釋變量:Ln(M1)

表3 被解釋變量:Ln(M1)

4.模型殘差的平穩性檢驗

經檢驗，三個模型的需求函數及供給函數的殘差都是平穩的，因此可以說三個模型都不太可能出現“偽回歸”的問題。當然三個模型拒絕“偽回歸”的可能性是不一樣的，相對而言，模型三以更大概率拒絕。同時考慮其他的顯著性指標后，筆者認為模型三最可靠。因此，如果要估計我國貨幣的需求函數，可以考慮使用模型三中需求函數的形式 (這里只給出結果，如需檢驗過程，請與作者聯系)。

5.計量結果

首先，三個模型的擬合度都很高，主要變量都通過了顯著性檢驗 (常數項除外)，各項系數的正負號也與理論預計的相一致，而且殘差經檢驗都是平穩的，所以可以認為這些模型的建立是成功的。

其次，計量結果顯示，在考察期內，三種模型都顯示出:貨幣供給函數中利率系數的估計量都沒有通過顯著性檢驗。因此，無法拒絕“利率前的系數是零”的結論。換言之，在 (r，LnM1)的坐標系中，貨幣供給曲線最有可能的形態是垂直的。因此，本文得出結論:在現階段我國的貨幣供給依然可視為外生變量。

6.對可能的批評提供的補充說明

(1)三個模型中的貨幣供給曲線的常數項都沒有通過顯著性檢驗，因此如果去除掉結果會怎樣?筆者對三種情況都進行了嘗試。結果是利率同樣不顯著。

(2)如果表示機會成本的變量中引入“通貨膨脹”變量，結果會怎樣?本人對三種情況都進行了嘗試。結果是:通貨膨脹變量本身都不顯著，而且利率依然不顯著。原因是，上述研究使用都是名義量，價格變化的因素已經包含其中了。

(3)如果使用其他利率變量，結果會怎樣?筆者使用一年期存款利率，結果是一樣的，而且顯著程度均有所下降。

(4)貨幣的供給曲線會不會是非線性的?有可能，但筆者沒有進行研究。

由于篇幅所限，上述計量的過程省略。

五、總 結

根據本文計量分析的結果，目前我國的貨幣供給依然是一個外生變量。其中的原因很復雜，但直接原因顯然只能是:商業銀行的貨幣供給行為對利率不敏感。因為如果貨幣供給是內生的，即供給曲線是一條向右上方傾斜的曲線，那么就意味著，當利率上升時，商業銀行會多提供貸款。而現實中，一方面貸款利率的提高不一定意味著“利差”的擴大;另一方面，貸款利率的上升在提高了收益的同時也加大了貸款的風險。因此，兩方面原因導致商業銀行的貨幣供給行為對利率并不敏感。此外，在我國，存貸款利率還不能完全反應出市場的供求，這也是我國貨幣供給外生性的另一個重要原因。

貨幣供給的外生性意味著，在短期內我國的央行依然可以通過相機抉擇的貨幣政策干預社會的經濟生活。但與此同時，一些關于“貨幣外生供給”似是而非的論斷也需要做出澄清:

1.貨幣供給具有外生性并不意味著貨幣政策的中間變量應該選擇貨幣數量

一個變量是否適于作為央行的中間目標與該變量是否為內生變量沒有關系。在許多國家中，作為中間目標的“利率”本身就是一個內生變量。雖然有越來越多的國家把利率 (而不是貨幣數量)作為中間變量，但主要原因是貨幣數量的信息不容易獲得，決策者在得到該信息時會有較長的時滯與信息失真，因此控制起來難度很大;相反，對利率信息的獲悉則非常便捷，因此調控起來相對容易得多。所以，本文在論證了我國貨幣供給依然是外生變量之后，并不認為應該將貨幣數量作為中間目標。

2.貨幣供給具有外生性并不意味著一國的央行在貨幣供給上可以“為所欲為”

央行在決定貨幣供給量時一定有自己的目標，如通貨膨脹率目標、經濟增長目標、匯率目標等等。因此，絕不可能在貨幣供給上“為所欲為”。但這樣一來是否出現矛盾?因為通常許多人認為“貨幣供給外生論”等同于認為央行可以任意移動垂直的供給曲線。這里需要澄清的是:判斷一個變量的外生與否，取決于我們考察的系統范圍。經濟學將判斷貨幣供給外生與否的定義確定為貨幣供給量是否與“利率”相關，即明確了考察的系統邊界是“利率—貨幣供給量”。而如果我們擴大了這個邊界，比如考慮整個經濟系統，那么貨幣供給量當然就是內生的，因為央行的決策一定會受到其他變量的影響。這就是為什么許多學者利用格蘭杰因果檢驗的方法驗證了我國的貨幣供給是內生的，因為他們檢驗出的實際上是在更大的系統中，類似經濟增長、通貨膨脹等經濟變量內生引起了貨幣供給量。

［1］奧利維爾·布蘭查德.宏觀經濟學［M］.劉新智等譯，北京:清華大學出版社，2010.

［2］魯迪格·多恩布什，斯坦利·費希爾，理查德·斯塔茲.宏觀經濟學［M］.王志偉譯，北京:中國人民大學出版社，2010.

［3］胡宗偉.外生與內生貨幣供給理論評述［J］.上海金融學院學報，2006，(1).

［4］Basil， J.M.The Endogenous Money Supply［J］.Journal of Post Keynesian Economics，1988，10(3):372－385.

［5］Thomas，I.P.The Endogenous Money Supply:Consensus and Disagreement［J］.Journal of Post Keynesian Economics，1991，13(3):397－403.

［6］史永東.我國貨幣供給內生性和外生性的實證研究［J］.統計研究，1998，(1).

［7］魏巍賢.中國貨幣供給的超外生性檢驗［J］.系統工程理論與實踐，2000，10).

［8］Engle，R.F，.Hendry，D.F，.Richard，J.F.Exogeneity［J］.Econometrica，1983，51(2):277－304.

［9］易綱.中國的貨幣供求與通貨膨脹［J］.經濟研究，1995，(5).

［10］劉斌，黃先開，潘虹宇.貨幣政策與宏觀經濟定量研究［M］.北京:科學出版社，2001.

［11］吳衛華.中國貨幣需求函數的協整分析［J］.上海財經大學學報，2002，(1).

［12］汪紅駒.用誤差修正模型估計中國貨幣需求函數［J］.世界經濟，2002，(5).

［13］易行健.中國的長期均衡與短期動態貨幣需求模型估計(1978—2002)［C］.2003年經濟學年會論文.

［14］王莉.中國貨幣需求函數的誤差修正模型估計:1995－2004［J］.上海金融，2005，(10).

［15］蔣瑛琨，趙振全，劉艷武.中國貨幣需求函數的實證分析——基于兩階段(1978－1993、1994－2004)的動態檢驗［J］.中國軟科學，2005，(2).

［16］王曉芳，王學偉.中國股票市場對貨幣需求的影響［J］.財經科學，2008，(3).

［17］巴曙松.轉軌經濟中的貨幣乘數波動與貨幣控制［J］.國際金融研究，1998，(1).

［18］孫伯銀.貨幣供給內生的邏輯［M］.北京:中國金融出版社，2003.7.

［19］崔建軍.貨幣供給的性質:內生抑或外生［J］.經濟學家，2005，(3).

［20］王國松.貨幣供給的制度內生與需求內生實證研究［J］.財經研究，2008，(6).

［21］李曉華，侯傳波，陳學彬.我國貨幣內生性問題的實證研究［J］.上海財經大學學報，2003，(10).

［22］寧詠.內生貨幣供給:理論假說與經驗事實［M］.北京:經濟科學出版社，2002.

［23］黃武俊，陳漓高.外匯資產、基礎貨幣供應與貨幣內生性——基于央行資產負債表的分析［J］.財經研究，2010，(1).

［24］李少斌，劉朝陽.我國貨幣需求函數結構比較研究［J］.上海金融，2007，(9).

［25］何運信.貨幣需求函數中到底要不要引入制度變量［J］.中國物價，2006，(3).

［26］張笑冰.中國股市市值對貨幣需求影響的實證分析［J］.經濟師，2007，(1).

［27］米爾頓·弗里德曼，安娜·J.施瓦茨.美國貨幣史(1867－1960)［M］.巴曙松等譯，北京:北京大學出版社，2009.