貨幣中性或非中性-基于貨幣供應(yīng)量與利率的協(xié)整分析

1、貨幣中性或非中性基于貨幣供給量與利率的協(xié)整分析論文摘要：國(guó)內(nèi)的大多研究說明，貨幣在我國(guó)呈現(xiàn)非中性，而這些研究多數(shù)集中于貨幣增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或物價(jià)水平之間的相關(guān)關(guān)系，而對(duì)利率的研究較少。本文在對(duì)貨幣供給量與利率之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)根底上對(duì)二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)分析，實(shí)證得出我國(guó)貨幣供給量的變化不是利率變化和物價(jià)變化的格蘭杰原因，而物價(jià)變化是利率變化的格蘭杰原因。論文關(guān)鍵詞：貨幣供給,利率,協(xié)整檢驗(yàn),格蘭杰因果檢驗(yàn)一、引言關(guān)于貨幣性質(zhì)的研究由來已久，20世紀(jì)30年代凱恩斯革命以來，貨幣政策為金融宏觀調(diào)控工具正式上歷史舞臺(tái)。對(duì)于貨幣的性質(zhì)，經(jīng)濟(jì)學(xué)界一直爭(zhēng)論不休。凱恩斯學(xué)派重視貨幣政策的作用，認(rèn)為

2、貨幣供給量的變化可以引起利率的變化，從而影響投資和實(shí)際產(chǎn)出，主張相機(jī)抉擇;。而在凱恩斯主義之前，古典主義認(rèn)為貨幣只是罩在實(shí)物經(jīng)濟(jì)上的一層面紗;，后來的貨幣主義學(xué)也認(rèn)為貨幣供給的增長(zhǎng)只會(huì)引起物價(jià)水平的同比例增加，主張單一規(guī)那么;。隨著經(jīng)濟(jì)研方法的不斷開展，關(guān)于貨幣是否中性，經(jīng)濟(jì)學(xué)界進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn)，我國(guó)學(xué)者也不例外。然而我國(guó)學(xué)者研究多數(shù)集中在貨幣增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或物價(jià)水平之間的相關(guān)關(guān)系，而對(duì)利率的研究較少。本文將著重對(duì)貨幣供給量與利率之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，貨幣供給量的變化對(duì)利率的影響正是凱恩斯貨幣政策有效性的理論根底。一貨幣中性的定義及研究角度關(guān)于貨幣中性的含義,有的學(xué)者認(rèn)為,貨幣政策的

3、有效性問題在西方被稱為貨幣中性,即貨幣政策能否影響產(chǎn)出等真實(shí)經(jīng)濟(jì)變量，它指的是影響;，與能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并無必然聯(lián)系?！?】這種認(rèn)識(shí)是有失偏頗的的，因?yàn)樨泿耪咧饕ㄑ胄姓{(diào)整貨幣供給量和利率兩個(gè)方面。關(guān)于貨幣中性，根據(jù)盧卡斯的定義，貨幣中性;是指貨幣因素在長(zhǎng)期中不會(huì)對(duì)實(shí)質(zhì)性經(jīng)濟(jì)變量(如就業(yè)、實(shí)際收入和產(chǎn)出等)產(chǎn)生影響。此外,英國(guó)著名貨幣理論家勞倫斯哈里斯LaurenceHarris曾經(jīng)給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的定義：如果在名義貨幣供給變動(dòng)所引起的最初均衡破壞之后,新的均衡是在所有的實(shí)際變量的數(shù)值和貨幣供給變動(dòng)之前相同時(shí)而到達(dá)，貨幣就是中性的。當(dāng)模型不能滿足這些條件時(shí)，貨幣就是非中性的。;【2】通過這個(gè)定

4、義,我們可以得出,判斷貨幣是不是中性的標(biāo)準(zhǔn)是:根據(jù)名義貨幣供給的變化是否會(huì)引起均衡的相對(duì)價(jià)格和利率的變動(dòng)。由于利率是凱恩斯理論中貨幣影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的橋梁，因此本文著重對(duì)貨幣供給與利率之間的關(guān)系進(jìn)行分析。二貨幣中性的研究文獻(xiàn)綜述1、關(guān)于貨幣性質(zhì)的理論分析綜述在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界貨幣理論開展的根底上，我國(guó)學(xué)者根據(jù)我國(guó)的實(shí)際情況對(duì)貨幣供給量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。厲以寧1991、袁志剛1993分析了轉(zhuǎn)型過程中中國(guó)經(jīng)濟(jì)非均衡運(yùn)行的特點(diǎn)，由于不存在完善的市場(chǎng)，不存在靈敏的價(jià)格體系，所以在短期內(nèi)需求管理的擴(kuò)張政策可能是有效的。陳學(xué)斌1998認(rèn)為中央銀行對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的了解比公眾更具信息有事，使得中

5、央銀行可以利用其信息優(yōu)勢(shì)來刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。曾令華2000認(rèn)為，所有論證貨幣中性的學(xué)派都是在充分就業(yè)的水平上論證的，這一含義使得貨幣長(zhǎng)期中性這一概念沒有多少實(shí)際意義。【3】汪紅駒2003認(rèn)為，中國(guó)在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中也表現(xiàn)了貨幣長(zhǎng)期中性和短期非中性的特點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期使價(jià)格和工資粘性的因素成為暫時(shí)的，價(jià)格和工資粘性具有下降的趨勢(shì)。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期以后，市場(chǎng)化程度提高，貨幣供給的一次性增加，只能在價(jià)格和工資粘性的假定下暫時(shí)改變企業(yè)和工人的決策和行為，導(dǎo)致實(shí)際產(chǎn)出暫時(shí)增加，而在長(zhǎng)期，價(jià)格和工資會(huì)逐步調(diào)整，當(dāng)價(jià)格和工資上漲因素吸收了因貨幣供給增加產(chǎn)生的總需求沖擊以后，實(shí)際產(chǎn)出將回落，經(jīng)濟(jì)會(huì)回到潛在產(chǎn)出增長(zhǎng)的趨勢(shì)。;【4

6、】劉金全2004認(rèn)為，貨幣供給增長(zhǎng)率與同伙膨脹之間不僅存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也存在短期修正機(jī)制，兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約。【5】趙春玲2005等認(rèn)為，只要市場(chǎng)存在不完全性，價(jià)格存在剛性，貨幣政策并不是的，而是有效的?！?】2、關(guān)于貨幣性質(zhì)的實(shí)證研究綜述西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者從實(shí)證分析的角度對(duì)貨幣中性與否進(jìn)行了大量的研究，對(duì)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系同樣存在著爭(zhēng)論。弗里德曼和施瓦茨1963通過對(duì)美國(guó)自1867年的近百年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析以及托賓1970通過實(shí)證研究法發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量的變化對(duì)短期產(chǎn)出的波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生影響。而斯姆斯Sims，1972)第一次在貨幣的實(shí)際效應(yīng)爭(zhēng)論中引入了Gran

7、ger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)美國(guó)的數(shù)據(jù)明顯說明貨幣是引起名義GDP的Granger原因，貨幣的歷史行為有助于預(yù)測(cè)未來的國(guó)民生產(chǎn)總值。而巴羅Barro,1978的實(shí)證分析那么說明，預(yù)期的貨幣增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)出具有中性，這符合理性預(yù)期學(xué)派的貨幣中性觀點(diǎn)。隨后，米什金Mishkin對(duì)巴羅觀點(diǎn)予以修正，指出在實(shí)際分析的過程中，巴羅在建立季度模型滯后階數(shù)上只選取了8階滯后，而事實(shí)上17階滯后系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上仍有意義，因此人們對(duì)其結(jié)論產(chǎn)生疑心，但有人對(duì)米什金的結(jié)論予以重新估計(jì)，結(jié)論具有不穩(wěn)定性，且再一次得出預(yù)期貨幣供給對(duì)產(chǎn)出具有中性的觀點(diǎn)。后來，KormendiMeguire1984通過對(duì)50個(gè)國(guó)家的實(shí)證研究以及Bosche

8、nMills(1995)通過對(duì)美國(guó)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出不會(huì)產(chǎn)生影響。再者，McCandlesWeb(1995)通過對(duì)110個(gè)國(guó)家、30年期間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出兩個(gè)主要結(jié)論：a通脹與貨幣供給增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)幾乎為1；b在通脹或貨幣與實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)率之間沒有相關(guān)。但Lucas對(duì)此評(píng)論為：有多少經(jīng)濟(jì)理論能取得這樣的實(shí)證成功呢？;Cover1992通過考察美國(guó)戰(zhàn)后的季度數(shù)據(jù)得出結(jié)論，正的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出增加幾乎沒有作用，而負(fù)的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出那么有明顯的減少作用。Karras1996利用戰(zhàn)后歐洲國(guó)家的年度數(shù)據(jù)不僅得到了上述類似的結(jié)論，而且發(fā)現(xiàn)利率政策的效用也具有非對(duì)稱性：利率增加，產(chǎn)出減少

9、；而利率減少，那么幾乎很難觀測(cè)到產(chǎn)出增加的效果。在西方學(xué)者通過實(shí)證研究取得大量成果的同時(shí)，我國(guó)學(xué)者也對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。曾令華2000通過對(duì)1987-1999年中國(guó)的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量，得出我國(guó)名義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與M1、M2的增長(zhǎng)率有顯著的線性相關(guān)關(guān)系，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率也是隨著貨幣增幅的變化而變化的。黃先開、鄧述慧2000采用普通最小二乘法，利用我故改革開放以來的季度數(shù)據(jù)，分析得出，我國(guó)不管是預(yù)期的貨幣供給沖擊，還是非預(yù)期的貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響根本上都是顯著的，說明貨幣供給在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中存在關(guān)鍵的作用?！?】汪紅駒2002應(yīng)用誤差修正模型估計(jì)中國(guó)19

10、79-2000年間的貨幣需求函數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際余額與實(shí)際GDP和一年期存款利率存在協(xié)整關(guān)系，M2與實(shí)際GDP和1年期存款利率以及通貨膨脹率存在協(xié)整關(guān)系。劉霖、靳云匯2005用協(xié)整和向量自回歸模型分析得出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、M2增長(zhǎng)率、貸款余額增長(zhǎng)率、物價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系，得出短期內(nèi)貨幣供給擴(kuò)張可以刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，,而通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期作用不明確。從以上的文獻(xiàn)研究可以看出，經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)于貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系的實(shí)證研究結(jié)論差異很大。總體看來，西方學(xué)者通過研究得出的結(jié)論主要表現(xiàn)為貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。而中國(guó)的學(xué)者基于中國(guó)的實(shí)際情況得出，貨幣供給與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著正向的

11、相關(guān)關(guān)系，且研究的切入點(diǎn)多數(shù)集中在貨幣供給與GDP增長(zhǎng)率以及貨幣供給與物價(jià)之間的關(guān)系，而對(duì)作為凱恩斯主義中聯(lián)系貨幣與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的橋梁利率與貨幣供給之間的關(guān)系研究較少，筆者認(rèn)為主要原因在于我國(guó)利率市場(chǎng)化程度較低。但是隨著貨幣市場(chǎng)的開展，銀行間同業(yè)拆借利率逐漸被學(xué)者認(rèn)為是最市場(chǎng)化的利率，而且中國(guó)人民銀行決定從1996年6月1日起，已經(jīng)取消銀行間同業(yè)拆借利率的上限限制，因此利用我國(guó)同業(yè)拆借利率來研究利率與貨幣供給之間的關(guān)系就具有可行性。本文利用2000-2021年的月度數(shù)據(jù)共106個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，包括歷年的貨幣供給量M2，銀行同業(yè)拆借利率由于貨幣供給量數(shù)據(jù)為按月統(tǒng)計(jì)，應(yīng)選用交易期限為30天的加權(quán)平

12、均利率，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)均來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)應(yīng)用系統(tǒng)。二、時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根及相互之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)一各時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)為減少數(shù)據(jù)處理過程中可能產(chǎn)生的誤差，我們首先對(duì)貨幣供給量M2進(jìn)行指數(shù)化。以2000年1月為基期，取值100，然后將各年數(shù)據(jù)進(jìn)行同比例變化。貨幣供給量指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別用m2、i、p表示。同時(shí)為使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，對(duì)各個(gè)指數(shù)分別取自然對(duì)數(shù)，下面均以這些對(duì)數(shù)值為根底，相應(yīng)用lnm2、lni、lnp、表示。其一階差分分別表示貨幣供給變化率、利率變化率、通貨膨脹率，分別用lnm2、lni和lnp表示。我們采用ADF

13、方法來對(duì)四個(gè)指數(shù)分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)那么。根據(jù)檢驗(yàn)由AIC準(zhǔn)那么得出，滯后階數(shù)采取3階最為恰當(dāng)。檢驗(yàn)單位跟的具體方式為：先進(jìn)行ADF模型三的檢驗(yàn)：即：在3階滯后以及一階差分的條件下，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：表-1時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果 lnm2 ADF Test Statistic -6.752846 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coef

14、ficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNM2(-1) -1.830957 0.271139 -6.752846 0.0000 lni ADF Test Statistic -5.513213 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNI(-1)

15、 -1.434763 0.260241 -5.513213 0.0000 lnp ADF Test Statistic -5.811967 1% Critical Value* -4.0512 5% Critical Value -3.4543 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNP(-1) -1.135627 0.195395 -5.811967 0.0000 由表-1可以看出對(duì)于

16、lnm2、lni以及l(fā)np這三個(gè)數(shù)列，在3階滯后的條件下，均服從I1過程，即在一階差分條件下不存在單位根，呈現(xiàn)平穩(wěn)性。二協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)通過上述檢驗(yàn)我們得出lnm2、lni以及l(fā)np符合I1過程，那么他們之間的協(xié)整關(guān)系如何呢？因此我們對(duì)三者進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法采取Johansen檢驗(yàn)。依據(jù)AIC及SBC信息準(zhǔn)那么，將VAR模型中自回歸階數(shù)確定為3，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表-2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn) Series： LNI LNM2 LNP Hypothesized No of CE(s) Eigen value Trace Statistic 5 Percent Critical Value 1 Pe

17、rcent Critical Value None 0.20 29.51 29.68 35.65 At most 1 0.07 7.41 15.41 20.04 At most 2 1.03E-06 1.04E-04 3.76 6.65 *(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level Trace test indicates no co-integration at both 5% and 1% levels 表2說明即使在5%的顯著水平下，三者之間不存在協(xié)整關(guān)系，即；lnm2、lnp、lni三個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間不存在長(zhǎng)期均

18、衡關(guān)系。但是考慮到m2表示各月末貨幣供給量余額，總體而言呈逐月上升的趨勢(shì)，而居民消費(fèi)者指數(shù)和同業(yè)拆借利率那么呈隨機(jī)變化趨勢(shì)，因此我們不妨考慮將三者一階差分，然后考察貨幣供給變化率、同業(yè)拆借利率變化率以及通貨膨脹率變化之間的關(guān)系。由于lnm2、lni和lnp均符合I0過程，因此可將三者即進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法仍采用Johansen檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：表-3LNI-LNM2-LNP協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn) Series： LNI LNM2 LNP Hypothesized No. of CE(s) Eigen value Trace Statistic 5 Percent Critical Value 1 P

19、ercent Critical Value None * 0.27 76.46 29.68 35.65 At most 1 * 0.25 44.40 15.41 20.04 At most 2 * 0.15 16.12 3.76 6.65 *(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level Trace test indicates 3 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels 表3說明不管是在5%的顯著水平下還是在1%的顯著水平下，LNI、LNM2、LNP三者之間存

20、在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，即三個(gè)經(jīng)濟(jì)變量相互之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。在貨幣供給量變化率與利率變化率之間存在協(xié)整關(guān)系的條件下，將二者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析，結(jié)果如下：表-4格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果 滯后長(zhǎng)度 格蘭杰因果性 F值 F的P值 1 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 3.32809 0.00028 0.07106 0.98659 2 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 2.47976 1.63655 0.08901 0.19993 3 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的

21、格蘭杰原因 1.90505 0.91502 0.13400 0.43679 4 貨幣供給變化率不是利率變化率的格蘭杰原因 利率變化率不是貨幣供給變化率的格蘭杰原因 1.58707 0.70964 0.18436 0.58739 表4給出了取1-4階滯后的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出隨著滯后階數(shù)的增加，拒絕貨幣供給變化率是利率變化原因的概率變大，而且根參考ACI準(zhǔn)那么，在一階滯后的條件下ACI值較小。因此我們可以得出，在一階滯后以及10%的顯著水平下，貨幣供給變化率是利率變化的格蘭杰原因，而拒絕利率變化是貨幣供給變化的格蘭杰原因。同時(shí)對(duì)貨幣供給變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩者之間均不是彼此

22、變化的格蘭杰原因。但是，利率變化率與通貨膨脹率之間的檢驗(yàn)結(jié)果是，在一階或者二階滯后的條件下，即使在1%的顯著水平下，通貨膨脹率是利率變化率的格蘭杰原因，而接受利率變化率不是通貨膨脹率的格蘭杰原因的概率到達(dá)70%以上。表-5利率變化率與通貨膨脹率之間的格蘭杰因果分析 Pair wise Granger Causality Tests Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability LNP does not Granger Cause CFLNI 103 7.15336 0.00126 LNI does not Granger Cause

23、CFLNP 0.06545 0.93669 三、結(jié)果分析根據(jù)以上的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量與銀行同業(yè)拆借利率以及居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)三者之間不存在長(zhǎng)期的協(xié)整均衡關(guān)系。而貨幣供給量的變化率、利率變化率以及通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，而且在10%的顯著水平以及一階滯后的條件下，貨幣供給變化率以及通貨膨脹率是利率變化的格蘭杰原因。而且從利率與物價(jià)指數(shù)之間的走勢(shì)看，利率與物價(jià)指數(shù)之間呈正相關(guān)關(guān)系，而貨幣供給的變化與利率變化之間沒有明顯的變化規(guī)律。從格蘭杰因果檢驗(yàn)得出，利率變化是由于貨幣供給變化導(dǎo)致的概率在90%左右，而且從直觀的相關(guān)關(guān)系圖分析，二者之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系，因此就我國(guó)實(shí)際情況而言，控

24、制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)市場(chǎng)利率。也就是說，從實(shí)際分析結(jié)果來看，基于凱恩斯關(guān)于利率是連接貨幣市場(chǎng)與商品市場(chǎng)的中介的觀點(diǎn)出發(fā)，貨幣非中性的證據(jù)不充分。另外，由分析結(jié)果得出，通貨膨脹率是市場(chǎng)利率變化的原因之一，而利率的變化率卻不是通貨膨脹的格蘭杰原因，從這個(gè)結(jié)論可以得出，在我國(guó)通過調(diào)節(jié)市場(chǎng)利率來影響物價(jià)不一定能起到有效的作用。再者，從格蘭杰分析得出，即使在20%的顯著水平下，貨幣供給量變化率和通貨膨脹率均不是彼此的格蘭杰原因。但是由于選取的時(shí)間跨度相對(duì)于弗里德曼的幾十年;只能算是超;短期，而短期內(nèi)貨幣供給不能影響物價(jià)的變化是大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及實(shí)證研究的結(jié)果。圖-1利率與居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)之間的關(guān)系總而言之，基于以上分析我們得出兩點(diǎn)結(jié)論：第一，控制貨幣供給量不能夠有效調(diào)節(jié)利率和物價(jià)的變化；第二，調(diào)節(jié)利率不能有效影響物價(jià)的變化。對(duì)于這些結(jié)果，我們給出以下幾點(diǎn)解釋：第一，我國(guó)貨幣供給量的變化在一定程度上是基于我國(guó)大量的對(duì)外貿(mào)易順差和資本流入所被動(dòng);調(diào)節(jié)的，而不是真正基于市場(chǎng)對(duì)貨幣供求的反響；第二，我國(guó)利率市場(chǎng)化