摘要：于1952～2007年

(二)单位根检验
　　为了避免模型出现伪回归的现象，在研究中首先将利用dickey和fuller(1981)提出的考虑残差序列相关的adf单位根检验法，检验变量的平稳性，对于平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的，那么我们将在之后对相关变量进行协助检验分别确定变量间的长期关系。表1中△agdp、△△k、△ln(m2/gdp)、△△m0分别为相对变量的差分，并且表示其差分前水平不平稳，有单位根。
　　从表1可知，经济波动gdpr，流通资金增长率mor，货币化水平ln(mjgdp)的一阶差分，资本形成 增长率kr，物价水平cpi在1％的显著性水平下平稳，则gdp、k、m。均呈二阶单整，而货币化水平ln(m2/gdp)呈一阶单整，其余gdpr、kr、cpi、mor是平稳的。
　　在进行平稳性分析后，建~_var模型还必须确定正确的滞后期k。如果滞后期太短，误差项的自相关会很严重，并导致参数的非一致估计。本文对滞后期的选择根据lr统计量、aic和sc信息准则来确定(见表2)。经过反复试验，如果aic与sc的滞后期同时达到最小，则直接可以确定最优滞后期。否则，就难以直接通过aic和sc准则进行确定。由于依据aic准则和sc准则判定的最优滞后期不一致，因此需要引,,klr进行检验取舍。根据表2的结果，经计算可得最佳滞后期数为3。WWw.11665.com
　　
　　(三)协整检验
　　由于上述变量中gdp、k、m。均呈二阶单整，gdpr、kr、cpi、△ln(m2/gdp)平稳。因此，我们可以利用johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。由单位根检验我们可以知道，fr、tz、hb、xd和zq时间序列均含线性趋势项和常数项，相应地协整方程也应该包含趋势项和常数项。在此基础上，我们可以得到协整检验的具体结果如表3所示。
　　由表3可知，协整检验表明在1952～2007年经济波动gdpr，流通资金增长率mot，货币化水平ln(mjgdp)的一阶差分，资本形成增长率kr，物价水平cpi存在5个协整关系。根据向量误差修正模型我们得到均衡向量如下：
　　β1=(1.000000，-0.022519，-0.014148，5.034895，-0.254971)
　　则这5个变量之间的协整关系为：
　　gdpr=0.022519kr-0.014148cpi+5.034895ln(m2/gdp)－0.254971mr
　　协整方程表明了在1952～2007年中5个变量间的长期均衡关系。从中可以发现在长期中资本形成增长率、物价水平、流通中现金投入量对经济的波动都起到了负向的作用，而货币化程度却起到了正向的作用。我们去除货币化指数进行协整分析，仍然得到长期均衡结果，资本形成增长率、物价水平仍旧系数为负，而资本系数为正，仍然保证了模型的稳定性，资本形成增长率对经济波动仍然产生了正向的效果。
　　
　　(四)granger因果分析
　　在var模型中得到了经济波动gdpr、流通资金增长率mor、货币化水平ln(m2/gdp)的一阶差分、资本形成增长率kr、物价水平cpi之间的相互关系。在进一步运用var模型的基础上，我们可以得到流通资金增长率mor、货币化水平ln(m2/gdp)的一阶差分、资本形成增长率kr、物价水平cpi对经济波动gdpr响应情况(见表4)。
　　进一步验证变量间的相关关系，我们对5个变量分别做格兰杰相关检验，滞后期数为3。检验结果见表4。
　　通过以上检验，我们看出货币化现象在长期中并不是gdpje向波动的granger原因，而货币化现象却更多的引起了通货膨胀，是价格水平的granger原因。此外，货币化效应是资本的形成在长期中的granger原因，也表现出一定的相关关系。但是在货币化程度的决定中，经济的波动是其一个granger原因，说明货币供给在我国经济中的内生性。
　　
　　三、简单的结论与政策建议
　　
　　本文基于1952～2007年的