李辉华

(中国人民大学 图书馆，北京 100872)

美英日商品流通与货币流通间数量关系的实证分析

李辉华

(中国人民大学 图书馆，北京 100872)

该文对美国国内产品最终销售额、GDP与其货币供应量、国内银行信贷余额及其增长率之间的关系，英国零售业零售总额、GDP与其货币供应量、国内银行信贷余额及其增长率之间的关系，日本商业销售总额、GDP与其货币供应量、国内银行信贷余额及其增长率之间的关系进行了定量分析，结果表明：美日这四个指标的绝对额数据之间的确存在一定的数量因果关系，但这四个指标的相对额数据之间则没有数量因果关系；英国这四个指标的绝对额数据之间、相对额数据之间的确都存在一定的数量因果关系。

国内产品最终销售额；零售业零售总额；商业销售总额；GDP；货币供应量；国内银行信贷余额

马克思的货币流通量规律阐述了一个基本事实：一个经济体中，商品流通与货币流通之间有一种内在的数量比例关系，这种数量比例关系是通过货币流通量公式体现出来的。我们曾用该规律来分析、验证和探寻我国的商品流通与货币流通之间的关系和比例，那么，其他国家特别是欧美发达国家的商品流通与货币流通之间，是否也存在着这里所说的某种数量比例关系呢？下面就来专门研究这个问题。

当然，本研究这里仅对美英日实体经济领域内商品流通与货币流通间的数量关系进行实证分析，并未涉及这些国家的虚拟经济及其规模带来的影响。

一、指标选择及说明

根据密切性、延续性和可得性原则，这里选取了美国国内产品最终销售额=国内商业最终销售额+家庭、机构、政府的总产出[1]和国内生产总值GDP，英国零售业零售总额和国内生产总值GDP，日本商业销售总额和国内生产总值GDP及其增长率作为各自的国内商品流通总规模及其增长率的代表，选取了美英日的货币供应量和国内银行信贷余额及其增长率作为各自的国内货币流通总规模及其增长率的代表，来进行实证研究。

关于指标的说明：

第一，由于代表美英日的国内商品流通总规模及其增长率的指标的含义不同，且数据的时间跨度长短也不一样，因此，下面用于分析这三国的数据的时间长短也不完全相同。

第二，这里没有将美英日的虚拟经济总规模和商品流通主体状况的影响因素考虑进来，只有留待后续的研究来加以补充和完善了。

第三，统计数据不一致的问题。由于美英日不同机构公布的同一指标的数据有时候不一致，因此，这可能会影响到实证分析结论的精准性。

二、美英日商品流通与货币流通间数量关系的实证分析

(一)国内产品最终销售额、零售业零售总额、商业销售总额与货币供应量的关系

美国国内产品最终销售额总体上能反映其商品流通总规模，英国零售业零售总额基本上能反映出该国中观的商品流通规模，商业销售总额大致上能反映出日本的宏观商品流通规模，它们与各自的货币供应量之间是否存在一定的数量因果关系？这就需要下面的具体分析来给出回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据及美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间(其中，2006年3月以前均为纸质出版物，此后则为网络出版物，下同)的数据，先对美国国内产品最终销售额GZX、英国零售业零售总额LLE、日本商业销售总额SXE与各自的M0、M1、M2，分别在1947～2010、1970～2010、1953～2010年间的数据，进行单位根检验，然后再根据检验结果来确定是否进行回归分析。结果表明，这些数据都属于一阶单整，因而，可对GZX、LLE、SXE与M0、M1、M2进行回归分析，得到以下方程：

美国的情况：

1947～2010：GZX =4242.391+17.18197M0

(2.1)

t=(4.290444) (59.92885)

调整后的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)

调整后的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)

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

英国的情况：

1970～2010：LLE=14331.9+5.895562M0

(2.4)

t=(2.037792) (22.44616)

调整后的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)

调整后的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)

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

日本的情况：

1953～2010：SXE=1481692+7.484708M0

(2.7)

t=(5.373431) (10.59658)

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

1953～2010：SXE=2189672+1.030758M1

(2.8)

t=(6.683773) (6.568384)

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

1953～2010：SXE=1092804+0.809092M2

(2.9)

t=(4.752501) (14.47351)

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

方程(2.1)～(2.9)均通过了1%水平下的整体显著性检验，且M0、M1、M2前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再对这九个方程进行协整检验，结果表明，方程(2.1)、(2.2)、(2.3)、(2.5)都是协整的，即这四个方程是可靠的，不存在伪回归问题；而方程(2.4)、(2.6)、(2.7)～(2.9)都是不协整的，即它们是不可靠的，有可能存在伪回归问题。亦即有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与M0、M1、M2之间有数量关系：M0、M1、M2每增加1亿美元，GZX将分别增加17.182亿美元、8.864亿美元、1.828亿美元；在1970～2010年间，英国LLE与M1之间有数量关系：M1每增加1百万英镑，LLE将增加0.265百万英镑。没有证据表明，在1970～2010年间，英国LLE与M0、M2之间有数量关系；也没有证据表明，在1953～2010年间，日本SXE与M0、M1、M2之间有数量关系。为了确认GZX、LLE、SXE与M0、M1、M2之间在统计上是否存在因果关系，需要对它们分别进行格兰杰因果关系检验。先看美国的情况。表1是GZX与M0之间的格兰杰因果关系检验情况：

表1 美国GZX与M0的格兰杰因果关系检验结果(1947～2010)

表1中的数据表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GZX不是M0 的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，得到的判断是，GZX是M0 的格兰杰原因，M0也是GZX的格兰杰原因。即有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与M0之间有双向线性因果关系：M0每增加1亿美元，必定会引起GZX相应增加17.182亿美元；GZX每增加1亿美元，必定导致M0相应增加1/17.182=0.058亿美元。GZX与M1的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与M1之间也有双向线性因果关系：M1每增加1亿美元，必定导致GZX相应增加8.864亿美元；GZX每增加1亿美元，必定会引起 M1相应增加1/8.864=0.113亿美元。GZX与M2的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与M2之间也有双向的线性因果关系：M2每增加1亿美元，必将引起GZX相应增加1.828亿美元；GZX每增加1亿美元，必定会导致 M2相应增加1/1.828=0.547亿美元。得到的基本判断是，有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与M0、M1、M2之间的确存在着数量因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，在实际中确实存在着一定的数量因果关系。

再看英国的情况。表2是英国LLE与M0的格兰杰因果关系检验情况：

表2 英国LLE与M0的格兰杰因果关系检验结果(1970～2010)

表2中的数据表明，在5%的显著性水平下，不能拒绝“LLE不是M0的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，该假设成立，且滞后11阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，得到的判断是，LLE不是M0的格兰杰原因，M0也不是LLE的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1970～2010年间，英国LLE与M0之间有因果关系。LLE与M1的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1970～2010年间，LLE与M1之间仅有单向的线性因果关系：M1每增加1百万英镑，必定会引起LLE相应增加0.265百万英镑，而不是相反。LLE与M2的格兰杰因果关系检验结果表明，LLE与M2之间只有单向的非线性因果关系：M2的每一次变动，必将导致LLE的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是：在1970～2010年间，LLE与M0之间没有因果关系，但与M1、M2之间有因果关系。即作为英国中观商品流通规模代表之一的零售业零售总额，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，确实存在着一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。日本SXE与M0的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“SXE不是M0的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，得到的判断是，SXE不是M0的格兰杰原因，M0也不是SXE的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1953～2010年间，日本SXE与M0之间有因果关系。SXE与M1、M2的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1953～2010年间，日本SXE与M1、M2之间只有单向的非线性因果关系：SXE的每一次变动，必定会引起M1、M2的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是：在1953～2010年间，日本SXE与M0之间没有因果关系，但与M1、M2之间有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额，与作为日本流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，存在一定的数量因果关系。

(二)国内产品最终销售额增长率、零售业零售总额增长率、商业销售总额增长率与货币供应量增长率的关系

如上所述，美国国内产品最终销售额、英国零售业零售总额、日本商业销售总额与各自的货币供应量之间，确实存在一定的数量因果关系，但它们的增长率与货币供应量增长率之间，是否也有这种数量因果关系呢？这当然需要下面的分析来给出具体回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对国内产品最终销售额增长率GZX′、零售业零售总额增长率LLE′、商业销售总额增长率SXE′与M0′、M1′、M2′在1948～2010、1971～2010、1954～2010年间的数据进行单位根检验，之后再根据检验结果以确定是否进行回归分析。结果表明，除英国的M0′属于一阶单整外，其余数据都是平稳的，因而，可对GZX′与M0′、M1′、M2′ ，LLE′与M1′、M2′，SXE′与M0′、M1′、M2′进行回归分析，得到如下方程：

美国的情况：

1948～2010：GZX′=5.22654+0.259107M0′

(2.10)

t=(7.800572) (2.639243)

调整后的R2=0.087774F=6.965606P值= 0.010533

1948～2010：GZX′=6.384176+0.077527M1′

(2.11)

t=(12.0178) (0.920523)

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

1948～2010：GZX′=5.081127+0.254272M2′

(2.12)

t=(7.390953) (2.788287)

调整后的R2=0.098504F=7.774543P值= 0.007057

英国的情况：

1971～2010：LLE′=7.434668+0.02224M1′

(2.13)

t=(7.502233) (0.515232)

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

1971～2010：LLE′=5.920758+0.174566M2′

(2.14)

t=(4.851697) (1.911826)

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

日本的情况：

1954～2010：SXE′=4.508347+0.340877M0′

(2.15)

t=(2.287204) (2.433116)

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

1954～2010：SXE′=1.820315+0.561957M1′

(2.16)

t=(0.826385) (3.462454)

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

1954～2010：SXE′=-1.23685+0.876497M2′

(2.17)

t=(-0.61405) (5.619436)

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

除方程(2.11)、(2.13)、(2.14)未通过5%水平下的整体显著性检验，其余方程均通过了5%水平下的整体显著性检验，且美国M0′、M2′ 和日本M0′、M1′ 、M2′ 前面的系数也都通过了5%水平下的显著性检验。即有证据表明，在1948～2010年间，美国GZX′与M0′、M2′之间有数量关系：M0′、M2′每增加1%，GZX′将分别增加0.259%、0.254%；在1954～2010年间，日本SXE′与M0′、M1′、M2′之间都有数量关系：M0′、M1′、M2′每增加1%，SXE′将分别增加0.341%、0.562%、0.876%。没有证据表明，在1948～2010年间，美国GZX′与M1′之间有数量关系；也没有证据表明，在1971～2010年间，英国LLE′与M1′、M2′之间有数量关系。为了从统计上确认GZX′、LLE′、SXE′与M0′、M1′、M2′之间是否存在因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。GZX′与M0′的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，不能拒绝“GZX′不是M0′ 的格兰杰原因”的假设，也不能拒绝“M0′不是GZX′ 的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，这两个假设一直成立，于是，判断结果是，GZX′不是M0′ 的格兰杰原因，M0′也不是GZX′ 的格兰杰原因。即没有证据表明，在1948～2010年间，GZX′与M0′之间有因果关系。而GZX′与M0′间的数量关系，是由除GZX′与M0′之外的其他因素的变动间接引起的。GZX′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，没有证据表明，在1948～2010年间，GZX′与M1′之间有因果关系。GZX′与M2′的格兰杰因果关系检验结果表明，在1948～2010年间，GZX′与M2′之间也不存在因果关系。而GZX′与M2′间的数量关系，完全是由除GZX′与M2′之外的其他因素的变动间接形成的。得到的基本判断是，在1948～2010年间，GZX′与M0′、M1′、M2′之间没有因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额的增长率，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量的增长率之间，确实没有因果关系。

再看英国的情况。LLE′与M0′的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，不能拒绝“LLE′不是M0′ 的格兰杰原因”的假设，也不能拒绝“M0′不是LLE′ 的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，这两个假设一直成立，这样，判断结果是，LLE′不是M0′ 的格兰杰原因，M0′也不是LLE′ 的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1971～2010年间，LLE′与M0′之间有因果关系。LLE′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1971～2010年间，LLE′与M1′之间只有单向非线性因果关系：M1′的每一次变动，都必定会引起LLE′的相应变动，而不是相反。LLE′与M2′的格兰杰因果关系检验结果表明，在1971～2010年间，LLE′与M2′之间也仅有单向非线性因果关系：M2′ 的每一次变动，都必将导致LLE′ 的相应变动，而不是相反。得到的判断是：在1971～2010年间，LLE′与M0′之间没有因果关系，但与M1′、M2′之间有因果关系。即作为英国中观商品流通规模代表之一的零售业零售总额的增长率，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量的增长率之间，大致存在一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。从SXE′与M0′的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“SXE′不是M0′的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，判断结果是，SXE′不是M0′的格兰杰原因，M0′也不是SXE′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1954～2010年间，SXE′与M0′之间有因果关系。而SXE′与M0′间的数量关系，完全是由除SXE′与M0′之外的其他因素的变动间接导致的。SXE′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，没有证据表明，在1954～2010年间，SXE′与M1′之间存在因果关系。SXE′与M1′间的数量关系，完全是由除SXE′与M1′之外的其他因素的变动间接形成的。SXE′与M2′的格兰杰因果关系检验结果表明，SXE′与M2′之间也没有因果关系。即SXE′与M2′间的数量关系，完全是由除SXE′与M2′之外的其他因素的变动间接引起的。至此，得到的基本判断是：在1954～2010年间，日本SXE′与M0′、M1′、M2′之间没有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额的增长率，与作为日本流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量的增长率之间，的确没有数量因果关系。

(三)国内生产总值与货币供应量的关系

如前所述，美国国内产品最终销售额、英国零售业零售总额、日本商业销售总额与货币供应量之间，的确存在一定的数量因果关系，但美英日的支出法国内生产总值GDP与货币供应量之间，是否也有这样的数量因果关系呢？这当然需要下面的分析来给出回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对美英日的支出法国内生产总值GDP与各自的M0、M1、M2分别在1947～2010、1970～2010、1953～2010年间的数据进行单位根检验，然后再根据检验结果来确定是否进行回归分析。由于前面已对货币供应量的单位根进行过检验，因而，此处只需检验GDP的单位根即可。结果表明，美英日的GDP属于一阶单整，所以，可对它们的GDP与M0、M1、M2进行回归分析，方程如下：

美国的情况：

1947～2010：GDP=4338.144+17.20084M0

(2.18)

t=(4.331204) (59.22782)

调整后的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)

调整后的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)

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

英国的情况：

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

t=(-0.91282) (35.61107)

调整后的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)

调整后的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)

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

日本的情况：

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

t=(4.794908) (19.49879)

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

1953～2010：GDP=1226723+1.012423M1

(2.25)

t=(5.88026) (10.13144)

调整后的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)

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

九个方程均通过了1%水平下的整体显著性检验，且M0、M1、M2前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再检验这九个方程的协整性，结果表明，方程(2.18)、(2.22)、(2.23)、(2.24)、(2.26)是不协整的，它们有可能存在伪回归问题；而其余方程则是协整的，即它们是可靠的，不存在伪回归问题。亦即有证据表明，在1947～2010年间，美国GDP与M1、M2之间有数量关系：M1、M2每增加1亿美元，GDP将分别增加8.877亿美元、1.830亿美元；在1970～2010年间，英国GDP与M0之间有数量关系：M0每增加1百万英镑，GDP将增加29.235百万英镑；在1953～2010年间，日本GDP与M1之间有数量关系：M1每增加1亿日元，GDP将增加1.012亿日元。没有证据表明，在1947～2010年间，美国GDP与M0之间有数量关系；也没有证据表明，在1970～2010年间，英国GDP与M1、M2之间有数量关系；没有证据表明，在1953～2010年间，日本GDP与M0、M2之间有数量关系。为了确认美英日的GDP与各自的M0、M1、M2之间在统计上是否有因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。GDP与M0的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是M0 的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论一直成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，得到的判断是，GDP是M0 的格兰杰原因，M0又是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1947～2010年间，GDP与M0之间存在双向的非线性因果关系。GDP与M1的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1947～2010年间，GDP与M1之间存在双向的线性因果关系：M1每增加1亿美元，必定将引起GDP相应增加8.877亿美元；GDP每增加1亿美元，必将导致M1相应增加1/8.877=0.113亿美元。GDP与M2的格兰杰因果关系检验结果表明，在1947～2010年间，GDP与M2之间也有双向的线性因果关系：M2每增加1亿美元，一定会引起GDP相应增加1.830亿美元；GDP每增加1亿美元，必定会导致M2相应增加1/1.830=0.546亿美元。至此，得到的基本判断是，有证据表明，在1947～2010年间，GDP与M0、M1、M2之间存在双向因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模的另一代表的(支出法)国内生产总值，与作为流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，在实际中的确存在着一定的数量因果关系。

再看英国的情况。从GDP与M0的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是M0的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后11阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，得到的判断是，GDP是M0的格兰杰原因，M0也是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1970～2010年间，GDP与M0之间存在双向的线性因果关系：M0每增加1百万英镑，必将引起GDP相应增加29.235百万英镑；GDP每增加1百万英镑，必定会导致M0相应增加1/29.235=0.034百万英镑。GDP与M1的格兰杰因果关系检验结果是，没有证据表明，在1970～2010年间，GDP与M1之间有因果关系。GDP与M2的格兰杰因果关系检验结果表明，在1970～2010年间，GDP与M2之间同样不存在因果关系。至此，得到的基本判断是：在1970～2010年间，GDP与M0之间有因果关系，但与M1、M2之间没有因果关系。即作为英国宏观商品流通总规模代表之一的支出法国内生产总值，与作为英国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，基本上不存在数量因果关系。

最后看日本的情况。GDP与M0的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是M0的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，得到的判断是，GDP不是M0的格兰杰原因，但M0是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1953～2010年间，GDP与M0之间只有单向的非线性因果关系：M0的每一次变动，必将会引起GDP的相应变动，而不是相反。GDP与M1的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1953～2010年间，GDP与M1之间仅有单向的线性因果关系：GDP每增加1亿日元，必定会引起M1相应增加1/1.012=0.988亿日元，而不是相反。GDP与M2的格兰杰因果关系检验结果表明，在1953～2010年间，GDP与M2之间只有单向的非线性因果关系：M2的每一次变动，必定会引起GDP的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是：在1953～2010年间，GDP与M0、M1、M2之间有单向因果关系。即作为日本宏观商品流通规模另一代表的支出法国内生产总值，与作为日本流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量之间，的确存在着一定的数量因果关系。

(四)国内生产总值增长率与货币供应量增长率的关系

虽然英国零售业零售总额的增长率与货币供应量的增长率之间，大致存在一定的数量因果关系，但美国国内产品最终销售额增长率与M0′、M1′、M2′之间、日本商业销售总额的增长率与货币供应量的增长率之间，的确都没有数量因果关系，那么，美英日支出法国内生产总值增长率GDP′与M0′、M1′、M2′之间，是否也不存在这样的数量因果关系呢？这仍然需要下面的具体分析来予以回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对美英日的GDP′与M0′、M1′、M2′分别在1948～2010、1971～2010、1954～2010年间的数据进行单位根检验，之后再依据检验结果来确定是否进行回归分析。由于前面已检验了M0′、M1′、M2′ 的单位根，因而，此处只需要检验GDP′ 的单位根即可。结果表明，美英日的GDP′都是平稳的，所以，可对美日GDP′与M0′、M1′、M2′ ，英国GDP′与M1′、M2′ 进行回归分析，方程如下：

美国的情况：

1948～2010：GDP′=5.365401+0.239327M0′

(2.27)

t=(6.922552) (2.10738)

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

1948～2010：GDP′=6.45876+0.06639M1′

(2.28)

t=(10.67935) (0.692409)

调整后的R2=-0.00847 F=0.47943 P值=0.491308

1948～2010：GDP′=5.060865+0.260917M2′

(2.29)

t=(6.41116) (2.491798)

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

英国的情况：

1971～2010：GDP′=8.296067+0.039172M1′

(2.30)

t=(7.780191) (0.843398)

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

1971～2010：GDP′=6.718803+0.202731M2′

(2.31)

t=(5.124715) (2.06667)

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

日本的情况：

1954～2010：GDP′=4.655293+0.33778M0′

(2.32)

t=(4.393358) (4.484978)

调整后的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)

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

1954～2010：GDP′=1.915605+0.578036M2′

(2.34)

t=(1.704778) (6.643164)

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

除方程(2.28)和(2.30)未通过5%水平下的整体显著性检验外，其余方程均通过了5%水平下的整体显著性检验，且美国M0′、M2′，英国M2′，日本M0′、M1′、M2′前面的系数也都通过了5%水平下的显著性检验。亦即有证据表明，在1948～2010年间，美国GDP′与M0′、M2′之间有数量关系：M0′、M2′每增加1%，GDP′将分别增加0.239%、0.261%；有证据表明，在1971～2010年间，英国GDP′与M2′之间有数量关系：M2′每增加1%，GDP′将增加0.203%；有证据表明，在1954～2010年间，日本GDP′与M0′、M1′、M2′之间都有数量关系：M0′、M1′、M2′每增加1%，GDP′将分别增加0.338%、0.322%、0.578%。没有证据表明，在1948～2010年间，美国GDP′与M1′之间有数量关系；也没有证据表明，在1971～2010年间，英国GDP′与M1′之间有数量关系。为了从统计上确认美英日这四者之间是否有因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。从GDP′与M0′的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，不能拒绝“GDP′不是M0′ 的格兰杰原因”的假设，也不能拒绝“M0′不是GDP′的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，这两个假设一直成立，即得到的判断是，GDP′不是M0′的格兰杰原因，M0′也不是GDP′的格兰杰原因。即没有证据表明，在1948～2010年间，GDP′与M0′之间有因果关系。而GDP′与M0′间的数量关系，完全是由除GDP′与M0′之外的其他因素的变动间接导致的。GDP′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，没有证据表明，在1948～2010年间，GDP′与M1′之间存在因果关系。GDP′与M2′的格兰杰因果关系检验结果也表明，在1948～2010年间，GDP′与M2′之间同样没有因果关系。而GDP′与M2′之间的数量关系，是由除GDP′与M2′之外的其他因素的变动间接形成的，与GDP′、M2′的相互变动无关。至此，得到的基本判断是；在1948～2010年间，GDP′与M0′、M1′、M2′之间没有因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模另一代表的支出法国内生产总值的增长率，与作为流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量的增长率之间，确实没有数量因果关系。

再看英国的情况。从GDP′与M0′的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，不能拒绝“GDP′不是M0′的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，该假设一直成立，且滞后10阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，判断结果是，GDP′不是M0′的格兰杰原因，但M0′是GDP′的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1971～2010年间，GDP′与M0′之间有单向的非线性因果关系：M0′的每一次变动，都必将导致GDP′的相应变动，而不是相反。GDP′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，有证据表明，在1971～2010年间，GDP′与M1′之间有单向的非线性因果关系：GDP′的每一次变动，必定会引起M1′的相应变动，而不是相反。GDP′与M2′的格兰杰因果关系检验结果表明，在此期间，GDP′与M2′之间有单向的线性因果关系：GDP′每增加1%，将必定导致M2′相应增加1/0.203=4.926%，而不是相反。得到的基本判断是：在此期间，GDP′与M0′、M1′、M2′之间有单向的因果关系。即作为英国宏观商品流通规模代表之一的支出法国内生产总值增长率，与作为英国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量增长率之间，的确存在一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。从GDP′与M0′的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP′不是M0′的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，判断结果是，GDP′是M0′的格兰杰原因，但M0′不是GDP′的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1954～2010年间，GDP′与M0′之间有单向的线性因果关系：GDP′每增加1%，必定会引起M0′相应增加1/0.338=2.959%，而不是相反。GDP′与M1′的格兰杰因果关系检验结果是，没有证据表明，在1954～2010年间，GDP′与M1′之间有因果关系。而GDP′与M1′间的数量关系，完全是由除GDP′与M1′之外的其他因素的变动间接导致的。GDP′与M2′的格兰杰因果关系检验结果表明，在1954～2010年间，GDP′与M2′之间也没有因果关系。而GDP′与M2′间的数量关系，完全是由除GDP′与M2′之外的其他因素的变动间接引起的。得到的基本判断是：在1954～2010年间，GDP′与M0′之间有因果关系，但与M1′、M2′之间没有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模另一代表的支出法国内生产总值的增长率，与作为流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量的增长率之间，确实没有数量因果关系。

(五)国内产品最终销售额、零售业零售总额、商业销售总额与年末银行信贷余额的关系

美国国内产品最终销售额、英国零售业零售总额、日本商业销售总额与各自的货币供应量之间，的确存在一定的数量因果关系，那么，它们与各自的年末银行信贷余额之间，是否也存在这样的数量因果关系呢？这同样需要下面的具体分析来给出答案。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对美国国内产品最终销售额GZX与年末银行信贷余额YXE在1947～2010、英国零售业零售总额LLE、日本商业销售总额SXE与各自的国内银行信贷余额GXE分别在1960～2010、1953～2010年间的数据进行单位根检验，之后再根据检验结果以决定是否进行回归分析。由于前面的检验结果显示，GZX、SXE属于一阶单整，此处只需检验YXE、1960～2010年间的LLE、GXE的单位根即可。结果表明，它们都属于一阶单整，因而，可对GZX、LLE、SXE与YXE进行回归分析，得到如下方程：

美国的情况：

1947～2010：GZX=5766.863+1.66495YXE

(2.35)

t=(5.267849) (53.14437)

调整后的R2=0.978173 F=2824.324 P值= 2E-53

英国的情况：

1960～2010：LLE=47622.68+0.100593GXE

(2.36)

t=(7.052992) (17.08738)

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

日本的情况：

1953～2010：SXE=848899.1+1.223258GXE

(2.37)

t=(5.078181) (21.55781)

调整后的R2=0.89054 F=464.7392 P值=8.58E-29

方程(2.35)～(2.37)均通过了1%水平下的整体显著性检验，且YXE前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再检验其协整性，结果表明，(2.35)是协整的，即它是可靠的，不存在伪回归问题；其余方程是不协整的，即它们是不可靠的，有可能存在伪回归问题。亦即有证据表明，在1947～2010年间，美国GZX与YXE之间有数量关系：YXE每增加1亿美元，GZX将增加1.665亿美元。没有证据表明，英国LLE、日本SXE与各自的YXE之间有数量关系。为了确认美英日这二者之间在统计上是否有因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。从GZX与YXE的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GZX不是YXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，判断结果是，GZX是YXE的格兰杰原因，YXE不是GZX的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1947～2010年间，GZX与YXE之间只有单向的线性因果关系：GZX每增加1亿美元，必定会导致YXE相应增加1/1.665=0.601亿美元。得到的基本判断是，在1947～2010年间，GZX与YXE之间有因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额，与作为流通系统中货币流通总规模的另一代表的年末银行信贷余额之间，的确存在着一定的数量因果关系。

再看英国的情况。LLE与GXE的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“LLE不是GXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后14阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，得到的判断是，LLE是GXE的格兰杰原因，GXE也是LLE的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1960～2010年间，LLE与GXE之间存在双向非线性因果关系。得到的基本判断是，在此期间，LLE与GXE之间存在因果关系。即作为英国中观商品流通规模代表之一的零售业零售总额，与作为该国流通系统中货币流通总规模另一代表的国内银行信贷余额之间，的确存在一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。从SXE与GXE的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“SXE不是GXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，得到的判断是，SXE是GXE的格兰杰原因，但GXE不是SXE的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1953～2010年间，SXE与GXE之间只有单向的非线性因果关系：SXE的每一次变动，必定会引起GXE的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是，日本SXE与GXE之间存在因果关系。即作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额，与作为日本流通系统中货币流通总规模另一代表的年末国内信贷余额之间，确实存在着一定的数量因果关系。

(六)国内产品最终销售额增长率、零售业零售总额增长率、商业销售总额增长率与年末银行信贷余额增长率的关系

如前所述，除英国零售业零售总额增长率与其货币供应量增长率之间大致上有因果关系外，美国国内产品最终销售额增长率、日本商业销售总额增长率与各自的货币供应量增长率之间，的确没有数量因果关系，那么，它们与各自的年末银行信贷余额或年末国内信贷余额增长率之间，是否也没有数量因果关系呢？这仍然需要下面的分析来给出具体回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对国内产品最终销售额增长率GZX′与年末银行信贷余额增长率YXE′在1948～2010、零售业零售总额增长率LLE′、商业销售总额增长率SXE′和各自的年末国内信贷余额增长率GXE′分别在1961～2010、1954～2010年间的数据进行单位根检验，然后再依据检验结果来确定是否进行回归分析。由于前面已检验过GZX′、SXE′的单位根，此处只需检验YXE′、GXE′和英国1961～2010年间的LLE′的单位根即可。结果表明，YXE′、GXE′是平稳的，而LLE′是一阶单整的，因而，不能对LLE′与GXE′进行回归，但可对GZX′与YXE′，SXE′与GXE′进行回归分析，方程如下：

美国的情况：

1948～2010：GZX′=4.655041+0.28446YXE′

(2.38)

t=(6.12688) (3.069478)

调整后的R2=0.11961 F=9.423355 P值=0.003196

日本的情况：

1954～2010：SXE′= -0.08194+0.80786 GXE′

(2.39)

t=(-0.04646) (6.038167)

调整后的R2=0.387707 F=36.45946 P值=1.4E-07

方程(2.38)、(2.39)均通过了1%水平下的整体显著性检验，且YXE′、GXE′前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。亦即有证据表明，在1948～2010年间，美国GZX′与YXE′之间有数量关系：YXE′每增加1%，GZX′将增加0.284%；有证据表明，在1954～2010年间，日本SXE′与GXE′之间有数量关系：GXE′每增加1%，SXE′将增加0.808%。没有证据表明，在1961～2010年间，英国的LLE′与GXE′有数量关系。为了从统计上确认美英日这二者之间是否存在因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。GZX′与YXE′的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GZX′不是YXE′的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，得到的判断是，GZX′不是YXE′的格兰杰原因，YXE′也不是GZX′的格兰杰原因。即没有证据表明，在1948～2010年间，GZX′与YXE′之间存在因果关系。而GZX′与YXE′间的数量关系，完全是由除GZX′与YXE′之外的其他因素的变动间接引发或导致的。得到的基本判断是：在1948～2010年间，GZX′与YXE′之间没有数量因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额的增长率，与作为流通系统中货币流通总规模另一代表的年末银行信贷余额的增长率之间，确实也不存在数量因果关系。

再看英国的情况。从LLE′与GXE′的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，不能拒绝“LLE′不是GXE′ 的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，该假设成立，且滞后14阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，判断结果是，LLE′不是GXE′的格兰杰原因，GXE′也不是LLE′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1961～2010年间，LLE′与GXE′之间有因果关系。得到的基本判断是，英国LLE′与GXE′之间没有因果关系。即作为英国中观商品流通规模代表之一的零售业零售总额的增长率，与作为该国流通系统中货币流通总规模另一代表的国内银行信贷余额的增长率之间，的确没有数量因果关系。

最后看日本的情况。SXE′与GXE′的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，不能拒绝“SXE′不是GXE′的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，该假设一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，判断结果是，SXE′不是GXE′的格兰杰原因，GXE′也不是SXE′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1954～2010年间，SXE′与GXE′之间有因果关系。而SXE′与GXE′间的数量关系，完全是由除SXE′与GXE′之外的其他因素的变动间接导致的。得到的基本判断是：日本SXE′与GXE′之间没有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额的增长率，与作为流通系统中货币流通总规模另一代表的年末国内信贷余额的增长率之间，的确不存在一定的数量因果关系。

(七)国内生产总值与年末银行信贷余额或国内信贷余额的关系

如前所述，美国GZX与年末银行信贷余额YXE之间，英国LLE、日本SXE与各自的国内信贷余额GXE之间确实有数量因果关系，但它们的GDP与YXE或GXE之间是否也有这样的数量因果关系呢？这依然需要下面的分析来予以回答。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对美国YXE与GDP在1947～2010年间、英日GXE与各自GDP分别在1960 ～2010、1953～2010年间的数据进行单位根检验，之后再根据检验结果以确定是否进行回归分析。结果表明，它们都属于一阶单整，因而，可对YXE、GXE与GDP分别进行回归分析，得到下述方程：

美国的情况：

1947～2010：GDP=5871.585+1.666458YXE

(2.40)

t=(5.262826) (52.19397)

调整后的R2=0.977389F=2724.211P值= 5.99E-53

英国的情况：

1960～2010：GDP=163057.6+0.492195GXE

(2.41)

t=(6.569583) (22.74487)

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

日本的情况：

1953～2010：GDP=300004+1.027785GXE

(2.42)

t=(4.288469) (43.28246)

调整后的R2=0.970457 F=1873.371P值=9.77E-45

方程(2.40)～(2.42)均通过了1%水平下的整体显著性检验，且YXE、GXE前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再检验其协整性，结果表明，方程(2.42)是不协整的，即它是不可靠的，有可能存在伪回归问题；其余方程都是协整的，即它们是可靠的，不存在伪回归问题。亦即有证据表明，在1947～2010年间，美国YXE与GDP之间有数量关系：YXE每增加1亿美元，GDP将增加1.666亿美元；有证据表明，在1960～2010年间，英国GDP与GXE之间有数量关系：GXE每增加1百万英镑，GDP将增加0.492百万英镑。同时没有证据表明，在1953～2010年间，日本GDP与GXE之间有数量关系。为了确认美英日这二者之间在统计上是否有因果关系，需要检验它们的格兰杰因果关系。

先看美国的情况。从YXE与GDP的格兰杰因果关系检验结果看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是YXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，判断结果是，GDP是YXE的格兰杰原因，YXE也是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1947～2010年间，YXE与GDP之间存在双向线性因果关系：YXE每增加1亿美元，必定引起GDP相应增加1.666亿美元；GDP每增加1亿美元，也必将导致YXE相应增加1/1.666=0.600亿美元。得到的基本判断是，在1947～2010年间，YXE与GDP之间有因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模另一代表的支出法国内生产总值，与作为美国流通系统中货币流通总规模另一代表的年末银行信贷余额之间，的确存在着一定的数量因果关系。

再看英国的情况。从GDP与GXE的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是GXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后14阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，得到的判断是，GDP是GXE的格兰杰原因，但GXE不是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1960～2010年间，GDP与GXE之间只有单向的线性因果关系：GDP每增加1百万英镑，必定会引起GXE相应增加1/0.492=2.033百万英镑，而不是相反。得到的基本判断是，在此期间，英国GDP与GXE之间有因果关系。即作为英国宏观商品流通规模代表之一的支出法国内生产总值，与作为英国流通系统中货币流通总规模另一代表的国内银行信贷余额之间，确实存在着一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。从GDP与GXE的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP不是GXE的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，得到的判断是，GDP是GXE的格兰杰原因，但GXE不是GDP的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1953～2010年间，GDP与GXE之间存在单向的非线性因果关系：GDP的每一次变动，必定会导致GXE的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是，日本GDP与GXE之间有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模另一代表的支出法国内生产总值，与作为其流通系统中货币流通总规模另一代表的年末国内信贷余额之间，的确存在一定的数量因果关系。

(八)国内生产总值增长率与年末银行信贷余额增长率或或国内信贷余额增长率的关系

如上所述，美国的GZX′与YXE′之间，英国的LLE′、日本的SXE′与各自的GXE′之间的确不存在数量因果关系，那么，美英日的支出法国内生产总值增长率GDP′与YXE′或GXE′之间，是否也没有数量因果关系呢？这仍需要下面的具体分析来给出答案。根据美联储网站[2]与美国总统经济报告2001[1]、2011[3]上提供的数据、IMF的IFS数据库[4]和OECD数据库[5]中的相关数据和美国经济研究局[6]的数据，根据《年度统计摘要》2002[7]、2006[8]、2009[9]、2010[10]，《金融统计》2006[11]、2008[12]、2010[13]、2011[14]，《国际统计年鉴1995》[15]、《世界经济统计摘要1985》[16]、中经网数据库[17]中的数据和英国统计局[18]的数据，根据《日本统计月报》1959～2006年[19]、日本《综合统计数据月报》2006～2011[20]年间的相关数据，先对美英日GDP′与YXE′或GXE′分别在1948～2010、1961～2010、1954～2010年间的数据进行单位根检验，然后再依据检验结果来确定是否进行回归分析。结果表明，除英国1961～2010年间的GDP′属于一阶单整外，其余数据都是平稳的，因而，不能对英国GDP′与GXE′进行回归分析，但可对美国GDP′与YXE′、日本GDP′与GXE′ 进行回归分析，方程如下：

美国的情况：

1948～2010：GDP′=4.921413+0.251311YXE′

(2.43)

t=(5.540392) (2.319685)

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

日本的情况：

1954～2010：GDP′=2.252143+0.57705GXE′

(2.44)

t=(2.532269) (8.552574)

调整后的R2=0.563 F=73.14652 P值=1.11E-11

方程(2.43)～(2.44)均通过了5%水平下的整体显著性检验，且YXE′、GXE′ 前面的系数也通过了5%水平下的显著性检验。亦即有证据表明，在1948～2010年间，美国GDP′与YXE′之间有数量关系：YXE′每增加1%，GDP′将增加0.251%；有证据表明，在1954～2010年间，日本GDP′与GXE′之间有数量关系：GXE′每增加1%，GDP′将增加0.577%。同时没有证据表明，在1961～2010年间，英国GDP′与GXE′之间有数量关系。为了从统计上确认美英日这二者之间是否有因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。

先看美国的情况。从GDP′与YXE′的格兰杰因果关系检验结果可发现，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP′不是YXE′的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后18阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样，得到的判断是，GDP′不是YXE′的格兰杰原因，YXE′也不是GDP′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1948～2010年间，GDP′与YXE′之间有因果关系。而GDP′与YXE′间的数量关系，完全是由除GDP′与YXE′之外的其他因素的变动引起的。得到的基本判断是：在1948～2010年间，GDP′与YXE′之间没有因果关系。即作为美国宏观商品流通总规模另一代表的支出法国内生产总值的增长率，作为流通系统中货币流通总规模另一代表的年末银行信贷余额的增长率之间，的确没有数量因果关系。

再看英国的情况。GDP′与GXE′的格兰杰因果关系检验结果表明，在5%的显著性水平下，不能拒绝“GDP′不是GXE′的格兰杰原因”的假设；随着滞后阶数的增加，该假设不成立，且滞后14阶的检验模型不存在1阶自相关性，因而，判断结果是，GDP′是GXE′的格兰杰原因，但GXE′不是GDP′的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1961～2010年间，GDP′与GXE′之间有单向的非线性因果关系：GDP′的每一次变动，都必定会引起GXE′的相应变动，而不是相反。得到的基本判断是，在此期间，GDP′与GXE′之间存在因果关系。即作为英国宏观商品流通规模代表之一的支出法国内生产总值的增长率，与作为英国流通系统中货币流通总规模另一代表的国内银行信贷余额的增长率之间，存在一定的数量因果关系。

最后看日本的情况。从GDP′与GXE′的格兰杰因果关系检验结果可看出，在5%的显著性水平下，可得到拒绝“GDP′不是GXE′ 的格兰杰原因”的结论；随着滞后阶数的增加，该结论不成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，所以，判断结果是，GDP′不是GXE′的格兰杰原因，GXE′也不是GDP′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1954～2010年间，GDP′与GXE′之间有因果关系。而GDP′与GXE′间的数量关系，完全是由除GDP′与GXE′之外的其他因素的变动间接引起的。得到的基本判断是：日本GDP′与GXE′之间没有因果关系。即作为日本宏观商品流通规模另一代表的支出法国内生产总值的增长率，与作为其流通系统中货币流通总规模另一代表的年末国内信贷余额的增长率之间，的确没有数量因果关系。

三、结论

综上所述，我们可得到如下结论：

第一，在1947～2010年间，作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额或支出法国内生产总值，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量或年末银行信贷余额之间，的确都存在着一定的数量因果关系。

第二，除英国的货币供应量与支出法国内生产总值之间基本上没有数量因果关系外，英国的国内银行信贷余额与其零售业零售总额、支出法国内生产总值之间，均存在一定的数量因果关系，而且，英国的货币供应量与其零售业零售总额之间的确有数量因果关系。

第三，在1953～2010年间，作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额或支出法国内生产总值，与作为其流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量或年末国内信贷余额之间，在实际中的确都存在着一定的数量因果关系。

第四，在1948～2010年间，作为美国宏观商品流通总规模代表之一的国内产品最终销售额增长率或支出法国内生产总值增长率，与作为该国流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量增长率或年末银行信贷余额增长率之间，的确都没有数量因果关系。

第五，除英国零售业零售总额增长率与其国内银行信贷余额增长率之间的确没有数量因果关系外，英国货币供应量增长率与其零售业零售总额增长率或支出法国内生产总值增长率之间，都有数量因果关系，而且，英国支出法国内生产总值增长率与其国内银行信贷余额增长率之间，也有数量因果关系。

第六，在1954～2010年间，作为日本宏观商品流通规模代表之一的商业销售总额增长率或支出法国内生产总值增长率，与作为其流通系统中货币流通总规模代表之一的货币供应量增长率或年末国内信贷余额增长率之间，在实际中的确都没有数量因果关系。

第七，这当然就为“商品流通与货币流通之间客观内在的数量比例关系，仅仅存在于二者的绝对额数据之间”的这种观点的成立，提供了来自美日实体经济条件下宏观层面的十六个实际证据的支持，但该观点在英国的商品流通系统中难以成立。因为英国的实证分析表明，“商品流通与货币流通之间客观内在的数量比例关系，同时存在于二者的绝对额数据和相对额数据之间”。

[1] 经济顾问委员会.美国总统经济报告2001[M].萧琛主译.北京：中国财政经济出版社，2003.9.

[2] 美国美联储网址：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] 美国国家经济研究局网址：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] 中国国家统计局.国际统计年鉴1995[M].北京：中国统计出版社，1996.

[16] 范慕韩.世界经济统计摘要1985[M].北京：人民出版社，1985.2.

[17] 中经网统计数据库[OL]. http://202.112.118.59:82/，2010-10-10.

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

[19] 日本总理府(后为总务厅，现为总务省)统计局编.日本统计月报[J].1959(12)～2006(3).

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

[责任编辑：郭秀艳]

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

国家社会科学研究基金青年项目(06CJY032)

李辉华(1968-)，男，湖南永州人，中国人民大学图书馆副研究馆员，博士，从事市场与商品流通理论、金融与期货投资等研究.

F737；F827

A

2095-5863(2017)02-0040-016