我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析摘要：我国国家宏观调控的政策包括财政政策和货币政策。
我国货币供应量M1与国内生产总值GDP具有显著的时间性和不平稳性，通过建立V AR（3）模型，分析得出我国货币供应量M1与国内生产总值GDP存在长期稳定的正相关关系。
脉冲响应分析和方差分解分析，得出货币供应量M1和国民生产总值GDP均具有显著的内生性，并且货币供应量M1对GDP的作用的发挥是一个长期过程，在短期内效果有限，而GDP对货币供应量M1在短期内有较强的影响力，而在长期影响力变弱。
最后，通过建立货币供应量M1与GDP的长期ECM协整方程以及短期误差修正模型，进一步用数理方程式证明我国货币政策的作用在短期内较弱，在长期内较显著。
关键词：货币供应量M1、国内生产总值GDP、V AR模型、ECM误差修正一、货币供应量与GDP关系的理论分析1，货币供应量是货币政策的一部分，货币供应量的增加对gdp的增长有一定的刺激作用。
由产出关系式m+++=可以发现，货币供应量（以狭义货cy-gxi币供应量m1表示）的增加，使利率降低，从而刺激投资i和消费c，带来产出的增加，企业收入增长，又会增加国家的税收，从而增加政府购买g，流通中的货币增加又会造成汇率下降，从而刺激出口，而短期内进口具有刚性，因而，总得来说，y增加，用价值表示就是gdp的增加。
2，货币供应量受经济发展水平的制约，流通中的货币供应量增加速度快于经济发展速度，则会造成通货膨胀，严重的通货膨胀对经济发展造成负面影响，因此，货币供应量不可能无限制增长，央行根据经济需要决定货币发行，货币发行量的政策指导性很强，具有显著的内生性。
3，国内生产总值GDP对货币供应量有正向影响，GDP的增加，使社会各个经济单位和部门的收入增加，从而使流通中的货币总量增加，同时，GDP的增长要求社会有充足的流动性以满足物质增长的需求，因此，要求央行新发行货币以满足经济发展需要，因而国内生产总值的增长刺激了货币供应量的增加。
二、数据来源文章选择了两个变量M1、GDP,M1包括现金和活期存款，是狭义的货币供应量，GDP选用的是全国的数据，两个变量选取了自1997年第一季度到2012年第三季度的季度数据，共63个样本，数据来源于中经网统计数据库。
三、V AR模型观测1，M1与GDP关系的初步判断在V AR模型中，通过作图发现，Gdp与m1都是带有趋势项的非平稳时间序列，存在某种均衡关系的可能性比较大，如图1显示。
通过V AR模型做GDP与M1的回归方程，分别把GDP和M1作为因变量，得到如下关系：GDP = - 0.000598249256689*GDP(-1) - 0.710207335739*GDP(-2) --0.00580 -8.08555（0.10310 ）（0.08784）6.71531079693*M1(-1) + 8.54572724475*M1(-2) + 31405.5115336-5.00689 6.37544 2.96993（1.34121）（1.34041）（10574.5）M1 = 0.0029192472696*GDP(-1) + 0.00339707570295*GDP(-2) +0.23666 0.32325（0.01234）（0.01051）0.631382720176*M1(-1) + 0.397914053956*M1(-2) + 1634.8968783.93467 2.48121 1.29224（0.16047）（0.16037）（1265.16）第一个数字表示t值，第二个数字表示标准差，两个方程的拟合优度系数分别为 0.821924， 0.995947，拟合的比较好，可以判定，m1与gdp之间存在某种关系。
图一2，滞后期阶数的选择特定条件下AIC赤迟信息准则和SC施瓦茨准则越小越好，图中五颗星均显示应建立V AR（3）模型，即滞后期应选择3期。
选择滞后期为3期的模型，AR根检验显示，所有点都位于单位圆内，V AR模型是平稳的。
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ0 -1516.823 NA 3.33e+19 50.62742 50.69723 50.654731 -1346.292 324.0075 1.29e+17 45.07641 45.28584 45.158332 -1300.452 84.04109 3.21e+16 43.68172 44.03078 43.818263 -1267.750 57.77270* 1.23e+16* 42.72500* 43.21369* 42.91615*3，脉冲响应分析脉冲响应分析反映M1的变化对GDP的冲击大小、GDP的变化对M1的冲击大小，以及自身的冲击大小。
可以看出，gdp和m1的变动受自身影响较大，gdp变化剧烈，但始终围绕0%的变化率；m1则在自身的冲击下具有非常明显的变化，说明我国货币供应量具有内生性；m1对gdp的影响力较弱，gdp的变动基本围绕0%水平线，gdp对m1的影响较明显，随着影响时间的增长，gdp每变化一个百分点，对m1的影响虽然呈震荡变化，但总体趋势是逐渐加大，在第九期达到最大值。
4，方差分解分析在给定的V AR模型基础上，将不同时期gdp和m1的方差进行分解以反映变量之间的因果关系强度。
从方差分解图形可以看出，gdp的预测误差基本由其自身决定，在第一期完全由其自身决定，随着时间增长，gdp的预测误差受其他因素影响力变大，但依然绝大部分受其自身影响，在第十期达到最小，但依然保持在82%以上，m1的预测误差也基本受自身影响，随着时间增长，影响力越来越大，达到80%，说明gdp和m1的增长极具内生性。
M1对gdp的影响随着时间的推移呈上升趋势，基本达到20%，而在第一期，影响力基本为零，说明m1对gdp的影响是一个长期的过程，在短期内效果不显著。
Gdp对m1的影响较m1对gdp的影响大，在第一期达到最高值37%，但随着时间的推移，影响力逐渐下降，但保持在20%，说明gdp对m1的影响在短期内很显著，在长期不够显著，因为m1的增长具有内在性。
5，Granger因果关系检验对gdp和m1做单位根检验发现，他们都是无常数项无趋势项的二阶平稳时间序列对gdp，m1二阶差分变成平稳时间序列后进行Granger因果关系检验，发现，两个假设的概率0.0379，0.0004均小于0.05的临界值，拒绝原假设，可知，m1是gdp的原因，gdp是m1的原因，也就是gdp与m1互为因果关系，这也表明，货币供应量的货币政策能起到作用，但货币供应量的数量也受经济总量的影响，也就是说，货币政策发挥作用要受到经济发展的限制。
Lags: 3Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.DDM1 does not Granger Cause DDGDP 58 3.02365 0.0379DDGDP does not Granger Cause DDM1 7.26858 0.0004（DDM1，DDGDP分别表示对m1和gdp的二阶差分）6，Johansen协整检验对gdp和m1做Johansen协整检验发现，68.89510> 12.32090， 64.75271>11.22480也就是迹统计量均大于5%水平下的临界值，且p值为0.0000，小于0,05，拒绝原假设（No. of CE(s)），也即是gdp和m1可以进行协整。
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)Hypothesized Trace 0.05No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**None * 0.660137 68.89510 12.32090 0.0000At most 1 * 0.066710 4.142388 4.129906 0.0496Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)Hypothesized Max-Eigen 0.05No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**None * 0.660137 64.75271 11.22480 0.0000At most 1 * 0.066710 4.142388 4.129906 0.0496四、ECM模型的建立运用ols对gdp与m1的差分进行回归，接着对残差进行单位根检验，可以发现t值小于5%水平下的临界值，且DW值远远大于5%水平下的临界值，说明残差没有单位根，是平稳的。
gdp与m1可协整。
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.533987 0.0121Test critical values: 1% level -2.6061635% level -1.94665410% level -1.613122回归分析去掉了常数项，p 值小于0.05，通过检验最终长期协整关系为：gdp=1.009*m117.04 调整的可决系数为0.563误差修正（ECM)分析将非均衡误差e 引入到模型1.1中，同时，为了消除e 的自相关，在模型中加入dgdp 和dm1的滞后项得模型1.2， dgdp=a*dm1+c+b*e(-1) （1.1）dgdp=∑=n i i a 1*dm1(-i)+∑=nj j b 1*dgdp(-j)+e(-1)+c （1.2）经反复修正，最终可得如下短期协整关系：dgdp=0.67*dm1-0.55*dgdp(-1)-0.75*dgdp(-2)-0.62*e(-1)-0.93*dgdp(-3)+13067.382.138412 -7.092799 -13.77512 -5.850854 -32.20934 6.840581 （0.315075） （0.077692） （0.054466） （0.106489） （0.028864） （1910.273） 0.0371 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 调整的可决系数为0.992274，拟合的非常好。
分析发现，长期货币供应量对gdp 的影响系数为1.009，而在短期影响系数为0.67，说明货币供应量对gdp 的影响是一个长期过程，也即国家货币政策的实施在短期内效果并不明显。
短期协整关系也表明，gdp 的变化具有很强的内生性，gdp 的增长受前一期，前两期，前三期gdp 的影响，并且是负影响，这说明gdp 不可能无限制增长，而且货币供应量对gdp 的长期均衡效应对短期动态效应的修正幅度为62%，如果上一年的gdp 的长期均衡误差e 为负，则通过误差修正项使本年的gdp 往高的方向调整，反之，如果上一年gdp 的增长速度过快，则通过货币供应量作用使gdp 的增长幅度调低，即货币供应量对gdp 起调控作用，但是，这种调控还是受gdp 自身的内生性影响。