美英日商品流通與貨幣流通間數量關系的實證分析

李輝華

(中國人民大學 圖書館，北京 100872)

美英日商品流通與貨幣流通間數量關系的實證分析

李輝華

(中國人民大學 圖書館，北京 100872)

該文對美國國內產品最終銷售額、GDP與其貨幣供應量、國內銀行信貸余額及其增長率之間的關系，英國零售業零售總額、GDP與其貨幣供應量、國內銀行信貸余額及其增長率之間的關系，日本商業銷售總額、GDP與其貨幣供應量、國內銀行信貸余額及其增長率之間的關系進行了定量分析，結果表明：美日這四個指標的絕對額數據之間的確存在一定的數量因果關系，但這四個指標的相對額數據之間則沒有數量因果關系；英國這四個指標的絕對額數據之間、相對額數據之間的確都存在一定的數量因果關系。

國內產品最終銷售額；零售業零售總額；商業銷售總額；GDP；貨幣供應量；國內銀行信貸余額

馬克思的貨幣流通量規律闡述了一個基本事實：一個經濟體中，商品流通與貨幣流通之間有一種內在的數量比例關系，這種數量比例關系是通過貨幣流通量公式體現出來的。我們曾用該規律來分析、驗證和探尋我國的商品流通與貨幣流通之間的關系和比例，那么，其他國家特別是歐美發達國家的商品流通與貨幣流通之間，是否也存在著這里所說的某種數量比例關系呢？下面就來專門研究這個問題。

當然，本研究這里僅對美英日實體經濟領域內商品流通與貨幣流通間的數量關系進行實證分析，并未涉及這些國家的虛擬經濟及其規模帶來的影響。

一、指標選擇及說明

根據密切性、延續性和可得性原則，這里選取了美國國內產品最終銷售額=國內商業最終銷售額+家庭、機構、政府的總產出[1]和國內生產總值GDP，英國零售業零售總額和國內生產總值GDP，日本商業銷售總額和國內生產總值GDP及其增長率作為各自的國內商品流通總規模及其增長率的代表，選取了美英日的貨幣供應量和國內銀行信貸余額及其增長率作為各自的國內貨幣流通總規模及其增長率的代表，來進行實證研究。

關于指標的說明：

第一，由于代表美英日的國內商品流通總規模及其增長率的指標的含義不同，且數據的時間跨度長短也不一樣，因此，下面用于分析這三國的數據的時間長短也不完全相同。

第二，這里沒有將美英日的虛擬經濟總規模和商品流通主體狀況的影響因素考慮進來，只有留待后續的研究來加以補充和完善了。

第三，統計數據不一致的問題。由于美英日不同機構公布的同一指標的數據有時候不一致，因此，這可能會影響到實證分析結論的精準性。

二、美英日商品流通與貨幣流通間數量關系的實證分析

(一)國內產品最終銷售額、零售業零售總額、商業銷售總額與貨幣供應量的關系

美國國內產品最終銷售額總體上能反映其商品流通總規模，英國零售業零售總額基本上能反映出該國中觀的商品流通規模，商業銷售總額大致上能反映出日本的宏觀商品流通規模，它們與各自的貨幣供應量之間是否存在一定的數量因果關系？這就需要下面的具體分析來給出回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據及美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間(其中，2006年3月以前均為紙質出版物，此后則為網絡出版物，下同)的數據，先對美國國內產品最終銷售額GZX、英國零售業零售總額LLE、日本商業銷售總額SXE與各自的M0、M1、M2，分別在1947～2010、1970～2010、1953～2010年間的數據，進行單位根檢驗，然后再根據檢驗結果來確定是否進行回歸分析。結果表明，這些數據都屬于一階單整，因而，可對GZX、LLE、SXE與M0、M1、M2進行回歸分析，得到以下方程：

美國的情況：

1947～2010：GZX =4242.391+17.18197M0

(2.1)

t=(4.290444) (59.92885)

調整后的R2=0.982756 F=3591.467 P值=1.34E-56

1947～2010：GZX=-9319.68+8.863987M1

(2.2)

t=(-5.72353) (42.2376)

調整后的R2=0.965872 F=1784.015 P值= 2.1E-47

1947～2010：GZX=-416.858+1.827765M2

(2.3)

t=(-0.5497) (82.51864)

調整后的R2=0.990831 F=6809.326 P值= 4.19E-65

英國的情況：

1970～2010：LLE=14331.9+5.895562M0

(2.4)

t=(2.037792) (22.44616)

調整后的R2=0.926312 F=503.8299 P值= 6.59E-24

1970～2010：LLE=65290.5+0.265365M1

(2.5)

t=(8.617059) (15.41975)

調整后的R2=0.855475 F=237.7687 P值= 3.46E-18

1970～2010：LLE=39324.94+0.252323M2

(2.6)

t=(6.036857) (21.13925)

調整后的R2=0.917673 F=446.8679 P值= 5.75E-23

日本的情況：

1953～2010：SXE=1481692+7.484708M0

(2.7)

t=(5.373431) (10.59658)

調整后的R2=0.661294 F=112.2874 P值= 5.37E-15

1953～2010：SXE=2189672+1.030758M1

(2.8)

t=(6.683773) (6.568384)

調整后的R2=0.425077 F=43.14367 P值= 1.78E-08

1953～2010：SXE=1092804+0.809092M2

(2.9)

t=(4.752501) (14.47351)

調整后的R2=0.785297 F=209.4824 P值= 1.42E-20

方程(2.1)～(2.9)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗，且M0、M1、M2前面的系數也都通過了1%水平下的顯著性檢驗。再對這九個方程進行協整檢驗，結果表明，方程(2.1)、(2.2)、(2.3)、(2.5)都是協整的，即這四個方程是可靠的，不存在偽回歸問題；而方程(2.4)、(2.6)、(2.7)～(2.9)都是不協整的，即它們是不可靠的，有可能存在偽回歸問題。亦即有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與M0、M1、M2之間有數量關系：M0、M1、M2每增加1億美元，GZX將分別增加17.182億美元、8.864億美元、1.828億美元；在1970～2010年間，英國LLE與M1之間有數量關系：M1每增加1百萬英鎊，LLE將增加0.265百萬英鎊。沒有證據表明，在1970～2010年間，英國LLE與M0、M2之間有數量關系；也沒有證據表明，在1953～2010年間，日本SXE與M0、M1、M2之間有數量關系。為了確認GZX、LLE、SXE與M0、M1、M2之間在統計上是否存在因果關系，需要對它們分別進行格蘭杰因果關系檢驗。先看美國的情況。表1是GZX與M0之間的格蘭杰因果關系檢驗情況：

表1 美國GZX與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果(1947～2010)

表1中的數據表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX不是M0 的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，得到的判斷是，GZX是M0 的格蘭杰原因，M0也是GZX的格蘭杰原因。即有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與M0之間有雙向線性因果關系：M0每增加1億美元，必定會引起GZX相應增加17.182億美元；GZX每增加1億美元，必定導致M0相應增加1/17.182=0.058億美元。GZX與M1的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與M1之間也有雙向線性因果關系：M1每增加1億美元，必定導致GZX相應增加8.864億美元；GZX每增加1億美元，必定會引起 M1相應增加1/8.864=0.113億美元。GZX與M2的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與M2之間也有雙向的線性因果關系：M2每增加1億美元，必將引起GZX相應增加1.828億美元；GZX每增加1億美元，必定會導致 M2相應增加1/1.828=0.547億美元。得到的基本判斷是，有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與M0、M1、M2之間的確存在著數量因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，在實際中確實存在著一定的數量因果關系。

再看英國的情況。表2是英國LLE與M0的格蘭杰因果關系檢驗情況：

表2 英國LLE與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果(1970～2010)

表2中的數據表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE不是M0的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，該假設成立，且滯后11階的檢驗模型不存在1階自相關性，于是，得到的判斷是，LLE不是M0的格蘭杰原因，M0也不是LLE的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1970～2010年間，英國LLE與M0之間有因果關系。LLE與M1的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1970～2010年間，LLE與M1之間僅有單向的線性因果關系：M1每增加1百萬英鎊，必定會引起LLE相應增加0.265百萬英鎊，而不是相反。LLE與M2的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，LLE與M2之間只有單向的非線性因果關系：M2的每一次變動，必將導致LLE的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是：在1970～2010年間，LLE與M0之間沒有因果關系，但與M1、M2之間有因果關系。即作為英國中觀商品流通規模代表之一的零售業零售總額，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，確實存在著一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。日本SXE與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE不是M0的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，于是，得到的判斷是，SXE不是M0的格蘭杰原因，M0也不是SXE的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1953～2010年間，日本SXE與M0之間有因果關系。SXE與M1、M2的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1953～2010年間，日本SXE與M1、M2之間只有單向的非線性因果關系：SXE的每一次變動，必定會引起M1、M2的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是：在1953～2010年間，日本SXE與M0之間沒有因果關系，但與M1、M2之間有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額，與作為日本流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，存在一定的數量因果關系。

(二)國內產品最終銷售額增長率、零售業零售總額增長率、商業銷售總額增長率與貨幣供應量增長率的關系

如上所述，美國國內產品最終銷售額、英國零售業零售總額、日本商業銷售總額與各自的貨幣供應量之間，確實存在一定的數量因果關系，但它們的增長率與貨幣供應量增長率之間，是否也有這種數量因果關系呢？這當然需要下面的分析來給出具體回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對國內產品最終銷售額增長率GZX′、零售業零售總額增長率LLE′、商業銷售總額增長率SXE′與M0′、M1′、M2′在1948～2010、1971～2010、1954～2010年間的數據進行單位根檢驗，之后再根據檢驗結果以確定是否進行回歸分析。結果表明，除英國的M0′屬于一階單整外，其余數據都是平穩的，因而，可對GZX′與M0′、M1′、M2′ ，LLE′與M1′、M2′，SXE′與M0′、M1′、M2′進行回歸分析，得到如下方程：

美國的情況：

1948～2010：GZX′=5.22654+0.259107M0′

(2.10)

t=(7.800572) (2.639243)

調整后的R2=0.087774F=6.965606P值= 0.010533

1948～2010：GZX′=6.384176+0.077527M1′

(2.11)

t=(12.0178) (0.920523)

調整后的R2=-0.00247 F=0.847363 P值= 0.360925

1948～2010：GZX′=5.081127+0.254272M2′

(2.12)

t=(7.390953) (2.788287)

調整后的R2=0.098504F=7.774543P值= 0.007057

英國的情況：

1971～2010：LLE′=7.434668+0.02224M1′

(2.13)

t=(7.502233) (0.515232)

調整后的R2=-0.0192 F=0.265464 P值= 0.609375

1971～2010：LLE′=5.920758+0.174566M2′

(2.14)

t=(4.851697) (1.911826)

調整后的R2=0.06374 F=3.655077 P值= 0.063461

日本的情況：

1954～2010：SXE′=4.508347+0.340877M0′

(2.15)

t=(2.287204) (2.433116)

調整后的R2=0.080762 F=5.920054 P值= 0.018248

1954～2010：SXE′=1.820315+0.561957M1′

(2.16)

t=(0.826385) (3.462454)

調整后的R2=0.164037 F=11.98859 P值= 0.001043

1954～2010：SXE′=-1.23685+0.876497M2′

(2.17)

t=(-0.61405) (5.619436)

調整后的R2=0.353185 F=31.57807 P值= 6.57E-07

除方程(2.11)、(2.13)、(2.14)未通過5%水平下的整體顯著性檢驗，其余方程均通過了5%水平下的整體顯著性檢驗，且美國M0′、M2′ 和日本M0′、M1′ 、M2′ 前面的系數也都通過了5%水平下的顯著性檢驗。即有證據表明，在1948～2010年間，美國GZX′與M0′、M2′之間有數量關系：M0′、M2′每增加1%，GZX′將分別增加0.259%、0.254%；在1954～2010年間，日本SXE′與M0′、M1′、M2′之間都有數量關系：M0′、M1′、M2′每增加1%，SXE′將分別增加0.341%、0.562%、0.876%。沒有證據表明，在1948～2010年間，美國GZX′與M1′之間有數量關系；也沒有證據表明，在1971～2010年間，英國LLE′與M1′、M2′之間有數量關系。為了從統計上確認GZX′、LLE′、SXE′與M0′、M1′、M2′之間是否存在因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。GZX′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GZX′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設，也不能拒絕“M0′不是GZX′ 的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，這兩個假設一直成立，于是，判斷結果是，GZX′不是M0′ 的格蘭杰原因，M0′也不是GZX′ 的格蘭杰原因。即沒有證據表明，在1948～2010年間，GZX′與M0′之間有因果關系。而GZX′與M0′間的數量關系，是由除GZX′與M0′之外的其他因素的變動間接引起的。GZX′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，沒有證據表明，在1948～2010年間，GZX′與M1′之間有因果關系。GZX′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1948～2010年間，GZX′與M2′之間也不存在因果關系。而GZX′與M2′間的數量關系，完全是由除GZX′與M2′之外的其他因素的變動間接形成的。得到的基本判斷是，在1948～2010年間，GZX′與M0′、M1′、M2′之間沒有因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額的增長率，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量的增長率之間，確實沒有因果關系。

再看英國的情況。LLE′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設，也不能拒絕“M0′不是LLE′ 的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，這兩個假設一直成立，這樣，判斷結果是，LLE′不是M0′ 的格蘭杰原因，M0′也不是LLE′ 的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1971～2010年間，LLE′與M0′之間有因果關系。LLE′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1971～2010年間，LLE′與M1′之間只有單向非線性因果關系：M1′的每一次變動，都必定會引起LLE′的相應變動，而不是相反。LLE′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1971～2010年間，LLE′與M2′之間也僅有單向非線性因果關系：M2′ 的每一次變動，都必將導致LLE′ 的相應變動，而不是相反。得到的判斷是：在1971～2010年間，LLE′與M0′之間沒有因果關系，但與M1′、M2′之間有因果關系。即作為英國中觀商品流通規模代表之一的零售業零售總額的增長率，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量的增長率之間，大致存在一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。從SXE′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE′不是M0′的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，判斷結果是，SXE′不是M0′的格蘭杰原因，M0′也不是SXE′的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1954～2010年間，SXE′與M0′之間有因果關系。而SXE′與M0′間的數量關系，完全是由除SXE′與M0′之外的其他因素的變動間接導致的。SXE′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，沒有證據表明，在1954～2010年間，SXE′與M1′之間存在因果關系。SXE′與M1′間的數量關系，完全是由除SXE′與M1′之外的其他因素的變動間接形成的。SXE′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，SXE′與M2′之間也沒有因果關系。即SXE′與M2′間的數量關系，完全是由除SXE′與M2′之外的其他因素的變動間接引起的。至此，得到的基本判斷是：在1954～2010年間，日本SXE′與M0′、M1′、M2′之間沒有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額的增長率，與作為日本流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量的增長率之間，的確沒有數量因果關系。

(三)國內生產總值與貨幣供應量的關系

如前所述，美國國內產品最終銷售額、英國零售業零售總額、日本商業銷售總額與貨幣供應量之間，的確存在一定的數量因果關系，但美英日的支出法國內生產總值GDP與貨幣供應量之間，是否也有這樣的數量因果關系呢？這當然需要下面的分析來給出回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對美英日的支出法國內生產總值GDP與各自的M0、M1、M2分別在1947～2010、1970～2010、1953～2010年間的數據進行單位根檢驗，然后再根據檢驗結果來確定是否進行回歸分析。由于前面已對貨幣供應量的單位根進行過檢驗，因而，此處只需檢驗GDP的單位根即可。結果表明，美英日的GDP屬于一階單整，所以，可對它們的GDP與M0、M1、M2進行回歸分析，方程如下：

美國的情況：

1947～2010：GDP=4338.144+17.20084M0

(2.18)

t=(4.331204) (59.22782)

調整后的R2=0.982353 F=3507.934 P值= 2.75E-56

1947～2010：GDP=-9255.68+8.876545M1

(2.19)

t=(-5.69588) (42.38417)

調整后的R2=0.9661 F=1796.418 P值= 1.71E-47

1947～2010：GDP=-320.983+1.829555M2

(2.20)

t=(-0.40857) (79.73104)

調整后的R2=0.990185 F=6357.039 P值= 3.46E-64

英國的情況：

1970～2010：GDP=-20066.2+29.23503M0 (2.21)

t=(-0.91282) (35.61107)

調整后的R2=0.969399 F=1268.148 P值= 2.33E-31

1970～2010：GDP=227081.3+1.33446M1

(2.22)

t=(8.38528) (21.69531)

調整后的R2=0.92152 F=470.6864 P值= 2.26E-23

1970～2010：GDP=102673.1+1.254095M2

(2.23)

t=(4.976446) (33.17281)

調整后的R2=0.964895 F=1100.435 P值= 3.4E-30

日本的情況：

1953～2010：GDP=661519.9+6.890856M0 (2.24)

t=(4.794908) (19.49879)

調整后的R2=0.869327 F=380.2028 P值=1.24E-26

1953～2010：GDP=1226723+1.012423M1

(2.25)

t=(5.88026) (10.13144)

調整后的R2=0.64071 F=102.6461 P值=2.84E-14

1953～2010：GDP=397135.7+0.714635M2

(2.26)

t=(4.348332) (32.18578)

調整后的R2=0.947799 F=1035.924 P值=8.26E-38

九個方程均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗，且M0、M1、M2前面的系數也都通過了1%水平下的顯著性檢驗。再檢驗這九個方程的協整性，結果表明，方程(2.18)、(2.22)、(2.23)、(2.24)、(2.26)是不協整的，它們有可能存在偽回歸問題；而其余方程則是協整的，即它們是可靠的，不存在偽回歸問題。亦即有證據表明，在1947～2010年間，美國GDP與M1、M2之間有數量關系：M1、M2每增加1億美元，GDP將分別增加8.877億美元、1.830億美元；在1970～2010年間，英國GDP與M0之間有數量關系：M0每增加1百萬英鎊，GDP將增加29.235百萬英鎊；在1953～2010年間，日本GDP與M1之間有數量關系：M1每增加1億日元，GDP將增加1.012億日元。沒有證據表明，在1947～2010年間，美國GDP與M0之間有數量關系；也沒有證據表明，在1970～2010年間，英國GDP與M1、M2之間有數量關系；沒有證據表明，在1953～2010年間，日本GDP與M0、M2之間有數量關系。為了確認美英日的GDP與各自的M0、M1、M2之間在統計上是否有因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。GDP與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0 的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論一直成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，得到的判斷是，GDP是M0 的格蘭杰原因，M0又是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1947～2010年間，GDP與M0之間存在雙向的非線性因果關系。GDP與M1的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1947～2010年間，GDP與M1之間存在雙向的線性因果關系：M1每增加1億美元，必定將引起GDP相應增加8.877億美元；GDP每增加1億美元，必將導致M1相應增加1/8.877=0.113億美元。GDP與M2的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1947～2010年間，GDP與M2之間也有雙向的線性因果關系：M2每增加1億美元，一定會引起GDP相應增加1.830億美元；GDP每增加1億美元，必定會導致M2相應增加1/1.830=0.546億美元。至此，得到的基本判斷是，有證據表明，在1947～2010年間，GDP與M0、M1、M2之間存在雙向因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模的另一代表的(支出法)國內生產總值，與作為流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，在實際中的確存在著一定的數量因果關系。

再看英國的情況。從GDP與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后11階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，得到的判斷是，GDP是M0的格蘭杰原因，M0也是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1970～2010年間，GDP與M0之間存在雙向的線性因果關系：M0每增加1百萬英鎊，必將引起GDP相應增加29.235百萬英鎊；GDP每增加1百萬英鎊，必定會導致M0相應增加1/29.235=0.034百萬英鎊。GDP與M1的格蘭杰因果關系檢驗結果是，沒有證據表明，在1970～2010年間，GDP與M1之間有因果關系。GDP與M2的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1970～2010年間，GDP與M2之間同樣不存在因果關系。至此，得到的基本判斷是：在1970～2010年間，GDP與M0之間有因果關系，但與M1、M2之間沒有因果關系。即作為英國宏觀商品流通總規模代表之一的支出法國內生產總值，與作為英國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，基本上不存在數量因果關系。

最后看日本的情況。GDP與M0的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是M0的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，得到的判斷是，GDP不是M0的格蘭杰原因，但M0是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1953～2010年間，GDP與M0之間只有單向的非線性因果關系：M0的每一次變動，必將會引起GDP的相應變動，而不是相反。GDP與M1的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1953～2010年間，GDP與M1之間僅有單向的線性因果關系：GDP每增加1億日元，必定會引起M1相應增加1/1.012=0.988億日元，而不是相反。GDP與M2的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1953～2010年間，GDP與M2之間只有單向的非線性因果關系：M2的每一次變動，必定會引起GDP的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是：在1953～2010年間，GDP與M0、M1、M2之間有單向因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模另一代表的支出法國內生產總值，與作為日本流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量之間，的確存在著一定的數量因果關系。

(四)國內生產總值增長率與貨幣供應量增長率的關系

雖然英國零售業零售總額的增長率與貨幣供應量的增長率之間，大致存在一定的數量因果關系，但美國國內產品最終銷售額增長率與M0′、M1′、M2′之間、日本商業銷售總額的增長率與貨幣供應量的增長率之間，的確都沒有數量因果關系，那么，美英日支出法國內生產總值增長率GDP′與M0′、M1′、M2′之間，是否也不存在這樣的數量因果關系呢？這仍然需要下面的具體分析來予以回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對美英日的GDP′與M0′、M1′、M2′分別在1948～2010、1971～2010、1954～2010年間的數據進行單位根檢驗，之后再依據檢驗結果來確定是否進行回歸分析。由于前面已檢驗了M0′、M1′、M2′ 的單位根，因而，此處只需要檢驗GDP′ 的單位根即可。結果表明，美英日的GDP′都是平穩的，所以，可對美日GDP′與M0′、M1′、M2′ ，英國GDP′與M1′、M2′ 進行回歸分析，方程如下：

美國的情況：

1948～2010：GDP′=5.365401+0.239327M0′

(2.27)

t=(6.922552) (2.10738)

調整后的R2=0.052582 F=4.441049 P值= 0.039203

1948～2010：GDP′=6.45876+0.06639M1′

(2.28)

t=(10.67935) (0.692409)

調整后的R2=-0.00847 F=0.47943 P值=0.491308

1948～2010：GDP′=5.060865+0.260917M2′

(2.29)

t=(6.41116) (2.491798)

調整后的R2=0.077505 F=6.209059 P值= 0.015444

英國的情況：

1971～2010：GDP′=8.296067+0.039172M1′

(2.30)

t=(7.780191) (0.843398)

調整后的R2=-0.00746 F=0.71132 P值= 0.404284

1971～2010：GDP′=6.718803+0.202731M2′

(2.31)

t=(5.124715) (2.06667)

調整后的R2=0.077384 F=4.271123 P值= 0.045629

日本的情況：

1954～2010：GDP′=4.655293+0.33778M0′

(2.32)

t=(4.393358) (4.484978)

調整后的R2=0.254477 F=20.11503 P值=3.75E-05

1954～2010：GDP′=4.439493+0.321863M1′

(2.33)

t=(3.347443) (3.293745)

調整后的R2=0.149566 F=10.84875 P值=0.001733

1954～2010：GDP′=1.915605+0.578036M2′

(2.34)

t=(1.704778) (6.643164)

調整后的R2=0.435095 F=44.13163 P值=1.45E-08

除方程(2.28)和(2.30)未通過5%水平下的整體顯著性檢驗外，其余方程均通過了5%水平下的整體顯著性檢驗，且美國M0′、M2′，英國M2′，日本M0′、M1′、M2′前面的系數也都通過了5%水平下的顯著性檢驗。亦即有證據表明，在1948～2010年間，美國GDP′與M0′、M2′之間有數量關系：M0′、M2′每增加1%，GDP′將分別增加0.239%、0.261%；有證據表明，在1971～2010年間，英國GDP′與M2′之間有數量關系：M2′每增加1%，GDP′將增加0.203%；有證據表明，在1954～2010年間，日本GDP′與M0′、M1′、M2′之間都有數量關系：M0′、M1′、M2′每增加1%，GDP′將分別增加0.338%、0.322%、0.578%。沒有證據表明，在1948～2010年間，美國GDP′與M1′之間有數量關系；也沒有證據表明，在1971～2010年間，英國GDP′與M1′之間有數量關系。為了從統計上確認美英日這四者之間是否有因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是M0′ 的格蘭杰原因”的假設，也不能拒絕“M0′不是GDP′的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，這兩個假設一直成立，即得到的判斷是，GDP′不是M0′的格蘭杰原因，M0′也不是GDP′的格蘭杰原因。即沒有證據表明，在1948～2010年間，GDP′與M0′之間有因果關系。而GDP′與M0′間的數量關系，完全是由除GDP′與M0′之外的其他因素的變動間接導致的。GDP′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，沒有證據表明，在1948～2010年間，GDP′與M1′之間存在因果關系。GDP′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果也表明，在1948～2010年間，GDP′與M2′之間同樣沒有因果關系。而GDP′與M2′之間的數量關系，是由除GDP′與M2′之外的其他因素的變動間接形成的，與GDP′、M2′的相互變動無關。至此，得到的基本判斷是；在1948～2010年間，GDP′與M0′、M1′、M2′之間沒有因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模另一代表的支出法國內生產總值的增長率，與作為流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量的增長率之間，確實沒有數量因果關系。

再看英國的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是M0′的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，該假設一直成立，且滯后10階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，判斷結果是，GDP′不是M0′的格蘭杰原因，但M0′是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1971～2010年間，GDP′與M0′之間有單向的非線性因果關系：M0′的每一次變動，都必將導致GDP′的相應變動，而不是相反。GDP′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，有證據表明，在1971～2010年間，GDP′與M1′之間有單向的非線性因果關系：GDP′的每一次變動，必定會引起M1′的相應變動，而不是相反。GDP′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在此期間，GDP′與M2′之間有單向的線性因果關系：GDP′每增加1%，將必定導致M2′相應增加1/0.203=4.926%，而不是相反。得到的基本判斷是：在此期間，GDP′與M0′、M1′、M2′之間有單向的因果關系。即作為英國宏觀商品流通規模代表之一的支出法國內生產總值增長率，與作為英國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量增長率之間，的確存在一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。從GDP′與M0′的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是M0′的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，判斷結果是，GDP′是M0′的格蘭杰原因，但M0′不是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1954～2010年間，GDP′與M0′之間有單向的線性因果關系：GDP′每增加1%，必定會引起M0′相應增加1/0.338=2.959%，而不是相反。GDP′與M1′的格蘭杰因果關系檢驗結果是，沒有證據表明，在1954～2010年間，GDP′與M1′之間有因果關系。而GDP′與M1′間的數量關系，完全是由除GDP′與M1′之外的其他因素的變動間接導致的。GDP′與M2′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在1954～2010年間，GDP′與M2′之間也沒有因果關系。而GDP′與M2′間的數量關系，完全是由除GDP′與M2′之外的其他因素的變動間接引起的。得到的基本判斷是：在1954～2010年間，GDP′與M0′之間有因果關系，但與M1′、M2′之間沒有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模另一代表的支出法國內生產總值的增長率，與作為流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量的增長率之間，確實沒有數量因果關系。

(五)國內產品最終銷售額、零售業零售總額、商業銷售總額與年末銀行信貸余額的關系

美國國內產品最終銷售額、英國零售業零售總額、日本商業銷售總額與各自的貨幣供應量之間，的確存在一定的數量因果關系，那么，它們與各自的年末銀行信貸余額之間，是否也存在這樣的數量因果關系呢？這同樣需要下面的具體分析來給出答案。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對美國國內產品最終銷售額GZX與年末銀行信貸余額YXE在1947～2010、英國零售業零售總額LLE、日本商業銷售總額SXE與各自的國內銀行信貸余額GXE分別在1960～2010、1953～2010年間的數據進行單位根檢驗，之后再根據檢驗結果以決定是否進行回歸分析。由于前面的檢驗結果顯示，GZX、SXE屬于一階單整，此處只需檢驗YXE、1960～2010年間的LLE、GXE的單位根即可。結果表明，它們都屬于一階單整，因而，可對GZX、LLE、SXE與YXE進行回歸分析，得到如下方程：

美國的情況：

1947～2010：GZX=5766.863+1.66495YXE

(2.35)

t=(5.267849) (53.14437)

調整后的R2=0.978173 F=2824.324 P值= 2E-53

英國的情況：

1960～2010：LLE=47622.68+0.100593GXE

(2.36)

t=(7.052992) (17.08738)

調整后的R2=0.853363 F=291.9784 P值= 2.79E-22

日本的情況：

1953～2010：SXE=848899.1+1.223258GXE

(2.37)

t=(5.078181) (21.55781)

調整后的R2=0.89054 F=464.7392 P值=8.58E-29

方程(2.35)～(2.37)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗，且YXE前面的系數也都通過了1%水平下的顯著性檢驗。再檢驗其協整性，結果表明，(2.35)是協整的，即它是可靠的，不存在偽回歸問題；其余方程是不協整的，即它們是不可靠的，有可能存在偽回歸問題。亦即有證據表明，在1947～2010年間，美國GZX與YXE之間有數量關系：YXE每增加1億美元，GZX將增加1.665億美元。沒有證據表明，英國LLE、日本SXE與各自的YXE之間有數量關系。為了確認美英日這二者之間在統計上是否有因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。從GZX與YXE的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX不是YXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，判斷結果是，GZX是YXE的格蘭杰原因，YXE不是GZX的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1947～2010年間，GZX與YXE之間只有單向的線性因果關系：GZX每增加1億美元，必定會導致YXE相應增加1/1.665=0.601億美元。得到的基本判斷是，在1947～2010年間，GZX與YXE之間有因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額，與作為流通系統中貨幣流通總規模的另一代表的年末銀行信貸余額之間，的確存在著一定的數量因果關系。

再看英國的情況。LLE與GXE的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“LLE不是GXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后14階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，得到的判斷是，LLE是GXE的格蘭杰原因，GXE也是LLE的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1960～2010年間，LLE與GXE之間存在雙向非線性因果關系。得到的基本判斷是，在此期間，LLE與GXE之間存在因果關系。即作為英國中觀商品流通規模代表之一的零售業零售總額，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模另一代表的國內銀行信貸余額之間，的確存在一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。從SXE與GXE的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“SXE不是GXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，于是，得到的判斷是，SXE是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是SXE的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1953～2010年間，SXE與GXE之間只有單向的非線性因果關系：SXE的每一次變動，必定會引起GXE的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是，日本SXE與GXE之間存在因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額，與作為日本流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末國內信貸余額之間，確實存在著一定的數量因果關系。

(六)國內產品最終銷售額增長率、零售業零售總額增長率、商業銷售總額增長率與年末銀行信貸余額增長率的關系

如前所述，除英國零售業零售總額增長率與其貨幣供應量增長率之間大致上有因果關系外，美國國內產品最終銷售額增長率、日本商業銷售總額增長率與各自的貨幣供應量增長率之間，的確沒有數量因果關系，那么，它們與各自的年末銀行信貸余額或年末國內信貸余額增長率之間，是否也沒有數量因果關系呢？這仍然需要下面的分析來給出具體回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對國內產品最終銷售額增長率GZX′與年末銀行信貸余額增長率YXE′在1948～2010、零售業零售總額增長率LLE′、商業銷售總額增長率SXE′和各自的年末國內信貸余額增長率GXE′分別在1961～2010、1954～2010年間的數據進行單位根檢驗，然后再依據檢驗結果來確定是否進行回歸分析。由于前面已檢驗過GZX′、SXE′的單位根，此處只需檢驗YXE′、GXE′和英國1961～2010年間的LLE′的單位根即可。結果表明，YXE′、GXE′是平穩的，而LLE′是一階單整的，因而，不能對LLE′與GXE′進行回歸，但可對GZX′與YXE′，SXE′與GXE′進行回歸分析，方程如下：

美國的情況：

1948～2010：GZX′=4.655041+0.28446YXE′

(2.38)

t=(6.12688) (3.069478)

調整后的R2=0.11961 F=9.423355 P值=0.003196

日本的情況：

1954～2010：SXE′= -0.08194+0.80786 GXE′

(2.39)

t=(-0.04646) (6.038167)

調整后的R2=0.387707 F=36.45946 P值=1.4E-07

方程(2.38)、(2.39)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗，且YXE′、GXE′前面的系數也都通過了1%水平下的顯著性檢驗。亦即有證據表明，在1948～2010年間，美國GZX′與YXE′之間有數量關系：YXE′每增加1%，GZX′將增加0.284%；有證據表明，在1954～2010年間，日本SXE′與GXE′之間有數量關系：GXE′每增加1%，SXE′將增加0.808%。沒有證據表明，在1961～2010年間，英國的LLE′與GXE′有數量關系。為了從統計上確認美英日這二者之間是否存在因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。GZX′與YXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GZX′不是YXE′的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，于是，得到的判斷是，GZX′不是YXE′的格蘭杰原因，YXE′也不是GZX′的格蘭杰原因。即沒有證據表明，在1948～2010年間，GZX′與YXE′之間存在因果關系。而GZX′與YXE′間的數量關系，完全是由除GZX′與YXE′之外的其他因素的變動間接引發或導致的。得到的基本判斷是：在1948～2010年間，GZX′與YXE′之間沒有數量因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額的增長率，與作為流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末銀行信貸余額的增長率之間，確實也不存在數量因果關系。

再看英國的情況。從LLE′與GXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“LLE′不是GXE′ 的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，該假設成立，且滯后14階的檢驗模型不存在1階自相關性，于是，判斷結果是，LLE′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是LLE′的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1961～2010年間，LLE′與GXE′之間有因果關系。得到的基本判斷是，英國LLE′與GXE′之間沒有因果關系。即作為英國中觀商品流通規模代表之一的零售業零售總額的增長率，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模另一代表的國內銀行信貸余額的增長率之間，的確沒有數量因果關系。

最后看日本的情況。SXE′與GXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“SXE′不是GXE′的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，該假設一直成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，判斷結果是，SXE′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是SXE′的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1954～2010年間，SXE′與GXE′之間有因果關系。而SXE′與GXE′間的數量關系，完全是由除SXE′與GXE′之外的其他因素的變動間接導致的。得到的基本判斷是：日本SXE′與GXE′之間沒有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額的增長率，與作為流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末國內信貸余額的增長率之間，的確不存在一定的數量因果關系。

(七)國內生產總值與年末銀行信貸余額或國內信貸余額的關系

如前所述，美國GZX與年末銀行信貸余額YXE之間，英國LLE、日本SXE與各自的國內信貸余額GXE之間確實有數量因果關系，但它們的GDP與YXE或GXE之間是否也有這樣的數量因果關系呢？這依然需要下面的分析來予以回答。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對美國YXE與GDP在1947～2010年間、英日GXE與各自GDP分別在1960 ～2010、1953～2010年間的數據進行單位根檢驗，之后再根據檢驗結果以確定是否進行回歸分析。結果表明，它們都屬于一階單整，因而，可對YXE、GXE與GDP分別進行回歸分析，得到下述方程：

美國的情況：

1947～2010：GDP=5871.585+1.666458YXE

(2.40)

t=(5.262826) (52.19397)

調整后的R2=0.977389F=2724.211P值= 5.99E-53

英國的情況：

1960～2010：GDP=163057.6+0.492195GXE

(2.41)

t=(6.569583) (22.74487)

調整后的R2=0.911712 F=517.3292P值= 1.08E-27

日本的情況：

1953～2010：GDP=300004+1.027785GXE

(2.42)

t=(4.288469) (43.28246)

調整后的R2=0.970457 F=1873.371P值=9.77E-45

方程(2.40)～(2.42)均通過了1%水平下的整體顯著性檢驗，且YXE、GXE前面的系數也都通過了1%水平下的顯著性檢驗。再檢驗其協整性，結果表明，方程(2.42)是不協整的，即它是不可靠的，有可能存在偽回歸問題；其余方程都是協整的，即它們是可靠的，不存在偽回歸問題。亦即有證據表明，在1947～2010年間，美國YXE與GDP之間有數量關系：YXE每增加1億美元，GDP將增加1.666億美元；有證據表明，在1960～2010年間，英國GDP與GXE之間有數量關系：GXE每增加1百萬英鎊，GDP將增加0.492百萬英鎊。同時沒有證據表明，在1953～2010年間，日本GDP與GXE之間有數量關系。為了確認美英日這二者之間在統計上是否有因果關系，需要檢驗它們的格蘭杰因果關系。

先看美國的情況。從YXE與GDP的格蘭杰因果關系檢驗結果看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是YXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，判斷結果是，GDP是YXE的格蘭杰原因，YXE也是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1947～2010年間，YXE與GDP之間存在雙向線性因果關系：YXE每增加1億美元，必定引起GDP相應增加1.666億美元；GDP每增加1億美元，也必將導致YXE相應增加1/1.666=0.600億美元。得到的基本判斷是，在1947～2010年間，YXE與GDP之間有因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模另一代表的支出法國內生產總值，與作為美國流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末銀行信貸余額之間，的確存在著一定的數量因果關系。

再看英國的情況。從GDP與GXE的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是GXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后14階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，得到的判斷是，GDP是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1960～2010年間，GDP與GXE之間只有單向的線性因果關系：GDP每增加1百萬英鎊，必定會引起GXE相應增加1/0.492=2.033百萬英鎊，而不是相反。得到的基本判斷是，在此期間，英國GDP與GXE之間有因果關系。即作為英國宏觀商品流通規模代表之一的支出法國內生產總值，與作為英國流通系統中貨幣流通總規模另一代表的國內銀行信貸余額之間，確實存在著一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。從GDP與GXE的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP不是GXE的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，得到的判斷是，GDP是GXE的格蘭杰原因，但GXE不是GDP的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1953～2010年間，GDP與GXE之間存在單向的非線性因果關系：GDP的每一次變動，必定會導致GXE的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是，日本GDP與GXE之間有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模另一代表的支出法國內生產總值，與作為其流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末國內信貸余額之間，的確存在一定的數量因果關系。

(八)國內生產總值增長率與年末銀行信貸余額增長率或或國內信貸余額增長率的關系

如上所述，美國的GZX′與YXE′之間，英國的LLE′、日本的SXE′與各自的GXE′之間的確不存在數量因果關系，那么，美英日的支出法國內生產總值增長率GDP′與YXE′或GXE′之間，是否也沒有數量因果關系呢？這仍需要下面的具體分析來給出答案。根據美聯儲網站[2]與美國總統經濟報告2001[1]、2011[3]上提供的數據、IMF的IFS數據庫[4]和OECD數據庫[5]中的相關數據和美國經濟研究局[6]的數據，根據《年度統計摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融統計》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《國際統計年鑒1995》[15]、《世界經濟統計摘要1985》[16]、中經網數據庫[17]中的數據和英國統計局[18]的數據，根據《日本統計月報》1959～2006年[19]、日本《綜合統計數據月報》2006～2011[20]年間的相關數據，先對美英日GDP′與YXE′或GXE′分別在1948～2010、1961～2010、1954～2010年間的數據進行單位根檢驗，然后再依據檢驗結果來確定是否進行回歸分析。結果表明，除英國1961～2010年間的GDP′屬于一階單整外，其余數據都是平穩的，因而，不能對英國GDP′與GXE′進行回歸分析，但可對美國GDP′與YXE′、日本GDP′與GXE′ 進行回歸分析，方程如下：

美國的情況：

1948～2010：GDP′=4.921413+0.251311YXE′

(2.43)

t=(5.540392) (2.319685)

調整后的R2=0.065997 F=5.380939 P值= 0.023721

日本的情況：

1954～2010：GDP′=2.252143+0.57705GXE′

(2.44)

t=(2.532269) (8.552574)

調整后的R2=0.563 F=73.14652 P值=1.11E-11

方程(2.43)～(2.44)均通過了5%水平下的整體顯著性檢驗，且YXE′、GXE′ 前面的系數也通過了5%水平下的顯著性檢驗。亦即有證據表明，在1948～2010年間，美國GDP′與YXE′之間有數量關系：YXE′每增加1%，GDP′將增加0.251%；有證據表明，在1954～2010年間，日本GDP′與GXE′之間有數量關系：GXE′每增加1%，GDP′將增加0.577%。同時沒有證據表明，在1961～2010年間，英國GDP′與GXE′之間有數量關系。為了從統計上確認美英日這二者之間是否有因果關系，需要對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。

先看美國的情況。從GDP′與YXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果可發現，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是YXE′的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后18階的檢驗模型不存在1階自相關性，這樣，得到的判斷是，GDP′不是YXE′的格蘭杰原因，YXE′也不是GDP′的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1948～2010年間，GDP′與YXE′之間有因果關系。而GDP′與YXE′間的數量關系，完全是由除GDP′與YXE′之外的其他因素的變動引起的。得到的基本判斷是：在1948～2010年間，GDP′與YXE′之間沒有因果關系。即作為美國宏觀商品流通總規模另一代表的支出法國內生產總值的增長率，作為流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末銀行信貸余額的增長率之間，的確沒有數量因果關系。

再看英國的情況。GDP′與GXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“GDP′不是GXE′的格蘭杰原因”的假設；隨著滯后階數的增加，該假設不成立，且滯后14階的檢驗模型不存在1階自相關性，因而，判斷結果是，GDP′是GXE′的格蘭杰原因，但GXE′不是GDP′的格蘭杰原因。亦即有證據表明，在1961～2010年間，GDP′與GXE′之間有單向的非線性因果關系：GDP′的每一次變動，都必定會引起GXE′的相應變動，而不是相反。得到的基本判斷是，在此期間，GDP′與GXE′之間存在因果關系。即作為英國宏觀商品流通規模代表之一的支出法國內生產總值的增長率，與作為英國流通系統中貨幣流通總規模另一代表的國內銀行信貸余額的增長率之間，存在一定的數量因果關系。

最后看日本的情況。從GDP′與GXE′的格蘭杰因果關系檢驗結果可看出，在5%的顯著性水平下，可得到拒絕“GDP′不是GXE′ 的格蘭杰原因”的結論；隨著滯后階數的增加，該結論不成立，且滯后16階的檢驗模型不存在1階自相關性，所以，判斷結果是，GDP′不是GXE′的格蘭杰原因，GXE′也不是GDP′的格蘭杰原因。亦即沒有證據表明，在1954～2010年間，GDP′與GXE′之間有因果關系。而GDP′與GXE′間的數量關系，完全是由除GDP′與GXE′之外的其他因素的變動間接引起的。得到的基本判斷是：日本GDP′與GXE′之間沒有因果關系。即作為日本宏觀商品流通規模另一代表的支出法國內生產總值的增長率，與作為其流通系統中貨幣流通總規模另一代表的年末國內信貸余額的增長率之間，的確沒有數量因果關系。

三、結論

綜上所述，我們可得到如下結論：

第一，在1947～2010年間，作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額或支出法國內生產總值，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量或年末銀行信貸余額之間，的確都存在著一定的數量因果關系。

第二，除英國的貨幣供應量與支出法國內生產總值之間基本上沒有數量因果關系外，英國的國內銀行信貸余額與其零售業零售總額、支出法國內生產總值之間，均存在一定的數量因果關系，而且，英國的貨幣供應量與其零售業零售總額之間的確有數量因果關系。

第三，在1953～2010年間，作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額或支出法國內生產總值，與作為其流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量或年末國內信貸余額之間，在實際中的確都存在著一定的數量因果關系。

第四，在1948～2010年間，作為美國宏觀商品流通總規模代表之一的國內產品最終銷售額增長率或支出法國內生產總值增長率，與作為該國流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量增長率或年末銀行信貸余額增長率之間，的確都沒有數量因果關系。

第五，除英國零售業零售總額增長率與其國內銀行信貸余額增長率之間的確沒有數量因果關系外，英國貨幣供應量增長率與其零售業零售總額增長率或支出法國內生產總值增長率之間，都有數量因果關系，而且，英國支出法國內生產總值增長率與其國內銀行信貸余額增長率之間，也有數量因果關系。

第六，在1954～2010年間，作為日本宏觀商品流通規模代表之一的商業銷售總額增長率或支出法國內生產總值增長率，與作為其流通系統中貨幣流通總規模代表之一的貨幣供應量增長率或年末國內信貸余額增長率之間，在實際中的確都沒有數量因果關系。

第七，這當然就為“商品流通與貨幣流通之間客觀內在的數量比例關系，僅僅存在于二者的絕對額數據之間”的這種觀點的成立，提供了來自美日實體經濟條件下宏觀層面的十六個實際證據的支持，但該觀點在英國的商品流通系統中難以成立。因為英國的實證分析表明，“商品流通與貨幣流通之間客觀內在的數量比例關系，同時存在于二者的絕對額數據和相對額數據之間”。

[1] 經濟顧問委員會.美國總統經濟報告2001[M].蕭琛主譯.北京：中國財政經濟出版社，2003.9.

[2] 美國美聯儲網址：http://www.federalreserve.gov/.

[3] http://fraser.stlouisfed.org/publications/ERP/issue/6146/，2011-03-06.

[4] http://www.imfstatistics.org/imf/，2011-03-18.

[5] http://www.oecd-ilibrary.org/statistics，2010-12-20.

[6] 美國國家經濟研究局網址：http://www.nber.org/.

[7] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2002[M].Editor: Ramona Insalaco. London: The Stationery Office，2002.

[8] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2006[M].Editor: Dave Sharp. New York：Palgrave Macmillan，2006.

[9] Office for National Statistics. Annual Abstract of Statistics 2009[M].Editor: Ian Macrory. New York：Palgrave Macmillan，2009.

[10] Office for National Statistics.Annual Abstract of Statistics 2010[M].Editor: Ian Macrory. New York：Palgrave Macmillan，2010.

[11] Office for National Statistics. Financial statistics 2006 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，June 2006.

[12] Office for National Statistics. Financial statistics 2008 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，December 2008.

[13] Office for National Statistics. Financial statistics 2010 [M]. Editor: Natu Somabhai Patel. New York：Palgrave Macmillan，May 2010.

[14] Office for National Statistics. Financial statistics 2011 [M]. Editor: Emma Howley. New York：Palgrave Macmillan，March 2011.

[15] 中國國家統計局.國際統計年鑒1995[M].北京：中國統計出版社，1996.

[16] 范慕韓.世界經濟統計摘要1985[M].北京：人民出版社，1985.2.

[17] 中經網統計數據庫[OL]. http://202.112.118.59:82/，2010-10-10.

[18] GDP數據[OL]. http://www.statistics.gov.uk/statbase/TSDdownload2.asp，2011-05-26.

[19] 日本總理府(后為總務廳，現為總務省)統計局編.日本統計月報[J].1959(12)～2006(3).

[20] http://www.stat.go.jp/data/getujidb/index.htm，2011-03-28.

[責任編輯：郭秀艷]

An Empirical Analysis on the Quantitative Relation Between Commodity Circulation and Currency Circulation in USA, UK and Japan

LI Hui-hua

(Library, Renmin University, Beijing 100872, China)

This article carries on the quantitative analysis to the relationship between the United States domestic product final sales, GDP and its money supply, the domestic bank credit balance and their growth rate, the relationship between Britain total retail sales, GDP and its money supply, the domestic bank credit balance and their growth rate, the relationship between Japan total business sales, GDP and its money supply, domestic bank credit balance and their growth rate. Results show that: There is a certain amount of causal relationship between the absolute value of the four indicators in United States and Japan, but there is no causal relationship between the relative amount of these four indicators;There is a certain amount of causality between the absolute amount of data and between the relative amount of the four indicators in the UK.

domestic product final sales；total retail sales；total business sales；GDP；money supply；the domestic bank credit balance

2016-11-25

國家社會科學研究基金青年項目(06CJY032)

李輝華(1968-)，男，湖南永州人，中國人民大學圖書館副研究館員，博士，從事市場與商品流通理論、金融與期貨投資等研究.

F737；F827

A

2095-5863(2017)02-0040-016