貨幣供應與價格波動
——兼論投資的中介作用

王智勇

一、引言

2017年12月20日，中央經(jīng)濟工作會議閉幕，會議在部署2018年經(jīng)濟工作時提出：積極的財政政策取向不變，穩(wěn)健的貨幣政策要保持中性。在貨幣政策方面，2018年中央經(jīng)濟工作會議的表述一個突出的變化是從2017年的“調(diào)節(jié)好”貨幣閘門變成2018年的“管住”貨幣供給總閘門，2018年3月5日國務院政府工作報告進一步表述為“管好”貨幣供給總閘門。實際上，自20世紀90年代以來，穩(wěn)定物價和經(jīng)濟增長逐步被確定為中國貨幣政策的最終目標，貨幣供應量也逐步被確立為中國貨幣政策的中介目標。具體而言，1994年至1997年，央行逐漸將貨幣供應量作為中介目標，減弱了對人民幣信貸規(guī)模的控制，且不再將現(xiàn)金發(fā)行作為中介指標。1998年至今，央行以貨幣供應量為中介目標，并將人民幣信貸規(guī)模作為經(jīng)常性的監(jiān)測指標(盛松成和謝潔玉，2016[1])。我國貨幣政策最終目標是“在保證物價穩(wěn)定的基礎上促進經(jīng)濟增長”，因此可以看出，穩(wěn)定物價是第一位的。然而，貨幣供應量是否與物價有著長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，它們之間影響的內(nèi)在機制是什么，以及以貨幣供應量作為貨幣政策中介目標是否有效一直是學者們爭論的焦點。當前，社會普遍關(guān)注的是貨幣供應量過大，雖然目前沒有形成通貨膨脹，但對于通貨膨脹的擔心從未減少，如何克服公眾對于通貨膨脹的擔心是一個值得研究的問題。因此，研究貨幣供應與價格水平的關(guān)系在當前仍然具有積極的現(xiàn)實意義。

根據(jù)貨幣外生理論，貨幣發(fā)行外生地由央行控制，在短期內(nèi)產(chǎn)出不變的前提下，增加的貨幣必然會導致價格上升。然而，過去10多年，中國高速增長的M2與低通貨膨脹之間的“背離”關(guān)系已經(jīng)成為顯而易見的事實，其違背了傳統(tǒng)理論中對貨幣供應量和通貨膨脹關(guān)系的認識，被稱為“中國之謎”?！爸袊i”的存在引發(fā)了學界對于未來高通脹的擔憂，繼而引起學界對該問題的大量討論(徐源浩等，2018[2])。貨幣供應量對物價的具體影響程度直接關(guān)系到貨幣政策的執(zhí)行效果，因而研究清楚貨幣供應與價格水平之間的關(guān)系對當前現(xiàn)實問題具有重要的參考價值。

關(guān)于貨幣政策中介目標是否應采用貨幣供應量的問題始終有爭議，還包括采用什么指標來度量貨幣供應量等問題。一些西方學者以美國為例，論證美國的貨幣流通速度的不穩(wěn)定，比如創(chuàng)新和放松規(guī)制等(James和McConnell，1995[3])，使得貨幣供給量作為貨幣政策中介目標的可控性和可測性越來越差從而證明貨幣供給量不適合作為美聯(lián)儲貨幣政策中介目標(Estrella和Mishkin,1997[4]；McCllum,1997[5]；Smart,2002[6])。不過，也有一些西方學者認為，應該將貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性和貨幣政策的中介目標有效性分離(Gordon,1984[7]；Poole,1988[8])。在中國，貨幣供應作為中介目標是否可取同樣存在爭議。秦宛順等(2002)[9]認為貨幣供給和以利率作為我國貨幣政策中介目標是無差異的，貨幣當局可以靈活地選擇應用。夏斌和廖強(2001)[10]認為貨幣供應量增長率實現(xiàn)值與目標值相差較大，吳晶妹(2002)[11]認為盡管貨幣供給量與GDP存在相關(guān)性，但是可控性和可測性都較差，貨幣供應量已經(jīng)不適合作為我國貨幣政策的中介目標。封思賢(2006)[12]認為，貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的有效性正在不斷降低,但還是具有一定的合理性和現(xiàn)實性。類似地，劉明志(2006)[13]認為，貨幣供應量增長率變化對通脹變化有著明顯影響，因此現(xiàn)階段繼續(xù)使用貨幣供應量作為貨幣政策中介目標仍具有一定程度的合理性。針對中國貨幣流通速度的實證研究表明，中國的貨幣流通速度具有很好的可預測性。并且，中國近期廣義貨幣的可預測性明顯優(yōu)于狹義貨幣(黃安仲和毛中根，2006[14])。實證結(jié)果也表明，貨幣供應量作為我國貨幣政策的中介目標在現(xiàn)階段有一定優(yōu)勢(蔡彤娟等，2014[15])?；诘暇S西亞貨幣總量框架對中美兩國現(xiàn)金等價貨幣總量的數(shù)據(jù)分析，通過邊限協(xié)整檢驗和自回歸分布滯后協(xié)整估計的實證研究，黃憲和夏仕龍(2014)[16]認為，對中美兩國而言，貨幣總量更適合作為中國的中介目標。綜合來看，貨幣供給量是否適合作為貨幣政策中介目標實際上取決于貨幣流通速度是否可預測，以及當局對流通速度預測的準確程度。

本文試圖通過分析固定資產(chǎn)投資、貨幣供應和物價變動這三者之間的關(guān)系，進而對物價變動的成因有深入的理解，試圖解釋“中國之謎”，為宏觀經(jīng)濟政策提供決策參考。論文的安排如下：在提出問題之后，對貨幣供應與通貨膨脹相關(guān)研究進行文獻綜述，梳理出研究的基本脈絡，構(gòu)建本文研究框架；接著分析固定資產(chǎn)投資、貨幣供應量和物價變動之間的內(nèi)在邏輯關(guān)系；然后利用1996年1月至2017年10月期間的月度數(shù)據(jù)，采用M1作為貨幣供應量指標，分別從增長指數(shù)與規(guī)模兩個維度，進行單位根檢驗、協(xié)整分析并構(gòu)建誤差糾正模型來驗證和分析三者之間的定量關(guān)系，利用脈沖響應函數(shù)分析它們之間的動態(tài)調(diào)整機制；最后一部分是結(jié)論和政策建議。本文的研究表明，物價變動與固定資產(chǎn)投資的波動和貨幣供應量M1的變動都密切相關(guān)，且具有自我強化的機制。固定資產(chǎn)投資波動一方面適應于物價的變動，另一方面得到貨幣供應的密切配合，而貨幣供應的變動在很大程度上適應了固定資產(chǎn)投資的變動，因而貨幣供應的大規(guī)模增長也隨著固定資產(chǎn)投資的擴張而流向?qū)嶓w經(jīng)濟，并未給消費市場帶來很大的沖擊，從而價格的變動相對較小。

二、文獻綜述

研究貨幣供應，首先要明確貨幣供應量的測量。對于貨幣供應量的衡量，可以用M0、M1、M2，甚至M3來表示。相比之下，M1和M2之爭最為常見，而在發(fā)達國家中，M3作為貨幣供應量指標的趨勢日益明顯?；A貨幣是中央銀行所控制的變量，盡管近年來外匯占款不斷上升，基礎貨幣控制的難度加大，但基礎貨幣仍處于可控狀態(tài)(劉明志，2006[13])。國際上通行的一個統(tǒng)計指標是M2，事實上，以M2來衡量貨幣供應量也是許多研究的一個基本設定。盛松成和吳培新(2008)[17]認為，我國的貨幣政策中介目標實際上是兩個——信貸規(guī)模和貨幣供應量M2。其中，貨幣供應量M2是貨幣政策的重要指標，它對經(jīng)濟變量的解釋(預測)能力遠高于其他貨幣變量。不過，由于M2包括M1和準貨幣(準貨幣大部分是居民儲蓄存款)，這表明M2是在M1的基礎上，包含了更多與居民生活密切相關(guān)的貨幣量統(tǒng)計。根據(jù)現(xiàn)有的統(tǒng)計資料，廣義貨幣M2的統(tǒng)計口徑變動頻繁。進一步的數(shù)據(jù)分析表明，1990年以后準貨幣占M2的比重都在50%以上，其中城鄉(xiāng)居民儲蓄存款比重的上升貢獻最大，這與我國的體制和制度因素有密切關(guān)系(王曦和楊華陽，2007[18])，諸如社會保障體系不健全，教育、住房和醫(yī)療成本較高等，但這些體制因素是貨幣政策無法控制的，而且準貨幣比重的上升導致M2對物價影響不顯著，甚至有負向影響。李春琦和王文龍(2007)[19]的研究表明，M2的內(nèi)生性要比M1的內(nèi)生性強,而且與經(jīng)濟增長的關(guān)系更加密切，但其背后的原因則是由于貨幣乘數(shù)具有較強的內(nèi)生性,在一定程度上決定了我國貨幣供給的內(nèi)生性。M1與短期通脹率的變動有很強的相關(guān)性，因此在短期應當將M1作為觀測目標(張延群，2010[20])?；谶@樣的考慮，許多學者也都提出了應以M1作為貨幣政策的中介目標(丁文麗和劉學紅，2002[21]；蔣瑛琨等，2005[22]；耿中元和惠曉峰，2009[23]；高偉等，2013[24])。從我國中央銀行的實踐來看，直到2007年，中央銀行一直都以M1作為貨幣政策中介目標并加以監(jiān)測。但自2007年以后，我國中央銀行不再監(jiān)測M1，而是公布M2，一定程度上表明M1不再作為貨幣政策的中介目標。然而，多年來以M2為貨幣政策中介目標的實踐表明，“隨著市場深化和金融創(chuàng)新發(fā)展，影響貨幣供給的因素愈加復雜，M2的可測性、可控性以及與實體經(jīng)濟的相關(guān)性都在下降?！盵注]中國人民銀行貨幣政策分析小組，《中國貨幣政策執(zhí)行報告(二〇一八年第一季度)》，http://www.chinabond.com.cn/resource/1472/1488/1505/18472/22680/149325393/1526265037554566199531.pdf。有學者提出，根據(jù)中介目標可測性、相關(guān)性、可控性的三大要求，社會融資規(guī)模增量是優(yōu)于新增人民幣貸款的、合適的中介目標或監(jiān)測指標，而社會融資規(guī)模存量是M2的有益補充(盛松成和謝潔玉，2016[1])，相比之下，社會融資規(guī)模存量對產(chǎn)出的影響更大，而M2對通脹的影響更大。

貨幣供應量增加是否會導致價格水平上升這一問題也始終處于爭論之中。針對美國歷年數(shù)據(jù)的分析，Boschen和Mills(1995)[25]認為貨幣供應量變動會傳遞給物價。Mccandless和Weber(1995)[26]基于110個國家30年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)物價變動與貨幣供給量變動存在非常強的正相關(guān)關(guān)系。Roffia和Zaghini(2007)[27]認為，貨幣增長與物價水平的關(guān)系只在一定情形下才具有穩(wěn)定性。Estrella和Mishkin(1997)[4]的研究表明，貨幣的流通速度會隨環(huán)境發(fā)生變化，因而貨幣增長與物價之間的關(guān)系會變得不再穩(wěn)定。Binner等(2010)[28]的研究利用美國數(shù)據(jù)進一步證實貨幣增長與通貨膨脹之間不存在相關(guān)性。Woodford(2007)[29]認為，通貨膨脹與貨幣增長無關(guān)。Schinasi和Hargraves(1993)[30]認為，過多的流動性減弱了貨幣增長與通貨膨脹之間的聯(lián)系。在中國，觀點同樣不一致，許多研究者認為貨幣供應增加會導致價格水平上升(高茵，2010[31]；程建華等，2008[32]；周啟清和孟玉龍，2018[33])。此外，這一問題也常常轉(zhuǎn)化成貨幣供應是否為中性的問題。陸軍和舒元(2002)[34]認為在中國長期內(nèi)貨幣是中性的。這也就意味著貨幣供應最終都將轉(zhuǎn)化成物價的變動，而對實際的變量并沒有影響。但李春琦和王文龍(2007)[19]認為我國的貨幣供給是非中性的，對通貨膨脹影響比較顯著，因而貨幣供給量作為貨幣政策中介目標對穩(wěn)定物價有積極作用。劉斌(2001)[35]認為政策沖擊在短期會對實體部門產(chǎn)生影響，長期則無此影響。黃先開和鄧述慧(2000)[36]認為貨幣供給的沖擊對產(chǎn)出的影響均非中性。劉金全等(2004)[37]認為貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間不僅存在長期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機制。朱慧明和張玨(2005)[38]的研究表明不同層次貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間都存在協(xié)整關(guān)系，M2的增長率對通貨膨脹率的解釋能力最強。

大部分有關(guān)貨幣供給增長與通貨膨脹變化之間長期均衡關(guān)系的研究都采取了以VAR、向量誤差糾正模型(VECM)和協(xié)整分析技術(shù)為主的計量經(jīng)濟學方法。Bruggeman等(2003)[39]采用協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)歐洲地區(qū)貨幣增長與通貨膨脹之間具有協(xié)整關(guān)系。趙留彥和王一鳴(2005a)[40]利用年度數(shù)據(jù)和誤差糾正模型分析了1952—2001年的貨幣供應和物價數(shù)據(jù)之后認為，兩者的關(guān)系相當穩(wěn)健，貨幣供應是導致物價變動的一個關(guān)鍵性因素。王雪坤和鄧述慧(1997)[41]對季度數(shù)據(jù)進行了實證研究，其結(jié)果表明貨幣供給與需求的情況不僅影響到短期價格的波動，而且對于三四年以后的價格依然有顯著的影響。盛松成和張次蘭(2010)[42]認為，貨幣數(shù)量理論在中國仍具有一定的適用性，M2和CPI之間存在長期穩(wěn)定的正向關(guān)系，但M2的增加并不能引發(fā)CPI同比例的上漲。伍戈(2011)[43]采用“從一般到特殊”的建模方法，認為通貨膨脹并不完全是“貨幣現(xiàn)象”。除貨幣供應外，還有其他更多重要變量共同決定通貨膨脹的變化。楊建明(2003)[44]的研究表明，M2與通貨膨脹、經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而M1則不存在這類關(guān)系。王國剛(2009)[45]認為中國物價變動的具體成因在各個時期是不一樣的，通貨膨脹與貨幣增長之間無法確立穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系。周景彤和辛本勝(2011)[46]認為，金融資產(chǎn)規(guī)模擴大資金的囤積更多發(fā)生于虛擬經(jīng)濟部門而非在實體經(jīng)濟部門，因而貨幣供應增長未必會影響到實體部門的價格。

可以看到，盡管對價格變動的原因理解不同，但大多數(shù)的研究都認同貨幣政策與價格水平之間的密切關(guān)系，而貨幣政策采用什么樣的中介目標，可能會造成不同的價格水平波動狀況，長期來看貨幣供應量的增加將最終導致相同程度的物價水平上升。從中國的實際來看，過于寬松的貨幣政策可能最終會導致價格的上升，這也正是當前對于未來通貨膨脹擔心的原因所在?，F(xiàn)有的文獻較多地研究了貨幣供應量變動與價格變動的關(guān)系，多數(shù)的意見傾向于貨幣供應的增加會導致價格上升，無論是體現(xiàn)在長期還是短期。但很少有研究針對兩者之間的內(nèi)在機理，特別是對可能存在的互為因果關(guān)系以及動態(tài)調(diào)整機制進行研究，而進一步的研究有可能需要引入其他宏觀經(jīng)濟變量。從貨幣供應量的測量指標來看，大多數(shù)的研究采用了M2，然而針對M2也有許多爭議，因而采用合適的指標是研究貨幣供應量變動如何影響物價水平機理的關(guān)鍵。

三、貨幣供應、投資與價格波動

經(jīng)驗表明，貨幣政策中介目標的選擇并沒有統(tǒng)一的模式，不同國家、不同經(jīng)濟體制以及同一國家在不同歷史時期和不同發(fā)展階段，其選擇中介目標的標準和原則都會有所差別(李春琦和王文龍，2007[19])。受市場和體制影響，目前我國貨幣政策傳導使用貨幣供應量作為貨幣政策中介目標，基本不存在利率傳導渠道(蔡彤娟等，2014[15])。我國目前處于貨幣政策調(diào)控轉(zhuǎn)型過程中，尚未形成完整的市場利率體系和順暢的利率傳導途徑，政策工具、操作目標、中介目標的選取與成熟市場經(jīng)濟國家有所差異(盛松成和謝潔玉，2016[1])。Bernanke和Mihov(1997)[47]的研究表明,很多國家中央銀行實際依據(jù)的中介目標會有所不同,但在實踐中卻表現(xiàn)出相似的行為模式。盡管不少研究主張采用利率而不是貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，然而，中國的利率長期以來由中央銀行管制，利率決定權(quán)在政府而非市場(趙英奎，2004[48])，利率在我國貨幣中的作用有限，且集中于短期(江春和劉春華，2006[49])，在這種情形下，直接利用利率作為貨幣政策中介目標為時過早(戴曉兵，2013[50])。因而，中央銀行貨幣政策的松緊程度主要表現(xiàn)為貨幣供應量規(guī)模的變化。

中央銀行對貨幣供應量的操作在一定程度上也可能會導致利率的變化從而有可能影響到投資的波動，但由于利率的市場化進程遠未完成，在很長一段時期內(nèi)利率是由中央銀行決定，常常并不反映資本的真實價格，從利率的歷史數(shù)據(jù)來看，其調(diào)整時機也并沒有明顯的規(guī)律可循。研究表明，從實際的效果來看，相對于數(shù)量的調(diào)整，價格(利率是資金的價格)調(diào)整對固定投資的影響是微小和不顯著的(Chirinko，1993[51])，而中國的情形更是如此，利率變化對固定資產(chǎn)投資的影響很小，這主要與中國的固定資產(chǎn)投資的構(gòu)成等因素有關(guān)，在國有企業(yè)占固定資產(chǎn)投資主導地位的情形下，利率的影響非常有限。在特定的情形下，提高利率甚至可能會產(chǎn)生反向效果，那就是在人民幣升值預期很強的情況下，提高存款利率可能會導致熱錢的涌入，而提高貸款利率會使銀行的利潤增加，從而助長其放貸的積極性，兩種結(jié)果都將導致固定資產(chǎn)投資的更快增長[注]專家認為控制貨幣供應量才能控制固定資產(chǎn)投資，參見http://finance.sina.com.cn/forex/forexroll/20060728/1622825745.shtml。。從貨幣政策的角度來看，以貨幣供應量為中介目標比以利率為中介目標更能夠達到調(diào)控目標，尤其是在對投資的控制上。以房地產(chǎn)投資為例，黃瑜(2010)[52]利用狀態(tài)空間模型研究了貨幣政策對房地產(chǎn)市場需求和供給的影響，表明貨幣供應量對房地產(chǎn)供求的影響要高于利率政策。實證結(jié)果還表明，中長期貸款利率對東部和中部的房地產(chǎn)供給作用不顯著，但對西部房地產(chǎn)供給具有顯著抑制作用(韓國高，2015[53])。

在利率尚未實現(xiàn)市場化的情形下，貨幣供應量依然是重要的貨幣政策工具。在中國，從歷次價格變動的情形來看，都可以找到貨幣供應量的影子。1992—1993年貨幣供應量飛速增加，尤其是1993年，廣義貨幣增長率創(chuàng)下改革開放以來的最高水平47%，同時也是1949年以來的第二高水平，繼而1994年CPI高達124.1。2007年M1增長速度比2006年明顯加快，在隨后的2008年也出現(xiàn)了較高的通脹率。2008年國際金融危機，中國政府為了抵御金融危機的沖擊，實施了四萬億元投資項目，與此相配合，擴大全社會的基礎貨幣和廣義貨幣，這一次的貨幣供應擴張并沒有直接體現(xiàn)于CPI的上升，但導致了全國房價水平的迅速上漲，很多大城市房價直接在2009年出現(xiàn)翻番，且在隨后持續(xù)高漲，對實體經(jīng)濟的沖擊巨大，許多能夠從銀行獲得貸款的國有企業(yè)趁機大肆轉(zhuǎn)戰(zhàn)房地產(chǎn)市場，從而進一步提高了房地產(chǎn)價格，但房地產(chǎn)價格并未列入CPI中。房地產(chǎn)投資納入到投資統(tǒng)計之中，所以貨幣供給的擴張實際上在很大程度上推動了投資的擴張。

然而，影響物價變動的因素顯然不僅僅是貨幣供應。根據(jù)費雪方程式，MV=PQ，貨幣供給是為了適應貨幣需求，Q是指商品和勞務的數(shù)量，實際上就是總產(chǎn)出，因而貨幣需求與經(jīng)濟增長密切相關(guān)。而且，根據(jù)費雪方程式，可以得到，P=MV/Q，也就是說，價格與貨幣供給、貨幣流通速度和總產(chǎn)出密切相關(guān)。眾所周知，改革開放40年來，中國經(jīng)濟增長主要依賴于三駕馬車，即投資、對外貿(mào)易和消費，其中投資在中國經(jīng)濟增長中起到至關(guān)重要的作用。中國經(jīng)濟高速增長的背后是投資的高增長。2008年的金融危機之前，以固定資產(chǎn)投資為核心的投資增長率始終處于較高水平，驅(qū)動著經(jīng)濟的增長。投資也是政府在經(jīng)濟低迷時期刺激經(jīng)濟增長的最重要手段，1997年亞洲金融危機和2008年國際金融危機，中央政府都采取了擴大投資的方式來刺激經(jīng)濟增長。經(jīng)由投資而引起的總產(chǎn)出增加在一定程度上可以起到平抑物價的作用，但其前提是貨幣供給和貨幣流通速度不變。然而，研究表明，在改革開放以來的歷次經(jīng)濟周期中，幾乎都是投資的迅猛增長推動經(jīng)濟的快速成長，與此同時，通貨膨脹壓力也日漸增大。由此可以推斷，在投資不斷擴大的過程中，貨幣供給實際上也在不斷增加。究其原因，大多數(shù)投資都跨時期，因而需要信貸的支持。固定資產(chǎn)投資之所以能夠持續(xù)不斷地呈現(xiàn)高速增長的態(tài)勢，與銀行的支持密不可分。因此，貨幣供給適應貨幣需求的具體機制之一是適應投資需求的增長。銀行貸款是固定資產(chǎn)投資的主要資金來源之一，若是銀行不支持固定資產(chǎn)投資的擴張，那么后者勢必會得到很大程度的抑制。從這個角度來看，在固定資產(chǎn)投資增長與銀行的信貸擴張，進而也就是貨幣供給之間存在著密切的聯(lián)系。

一方面，隨著中國社會的不斷變化，體現(xiàn)在結(jié)構(gòu)上的一個表現(xiàn)是，農(nóng)業(yè)部門的比重持續(xù)下降而非農(nóng)產(chǎn)業(yè)將持續(xù)上升，這會使得貨幣流通速度繼續(xù)保持下降態(tài)勢。這意味著超出經(jīng)濟增長的貨幣供應不會全部體現(xiàn)到通脹上去，于是一部分貨幣供給便可能被用于增加投資(趙留彥和王一鳴，2005b[54])。可見，貨幣供應量的變化也通過影響投資來影響物價水平。另一方面，貨幣供應量長期作為中央銀行貨幣政策的中介目標，貨幣供應量增長幅度體現(xiàn)了央行對實體經(jīng)濟變化趨勢的判斷，而實體經(jīng)濟主要是由投資推動，因此貨幣供應量對物價水平的影響幾乎難以離開投資這一環(huán)節(jié)。故而在分析貨幣供應與物價水平變量的過程中，勢必需要考慮到投資的變動。

研究表明，我國經(jīng)濟一直保持高增速，我國貨幣發(fā)行過程主要并不是來自于央行的主動調(diào)控，而是在投資拉動型和出口導向型模式之下被動發(fā)行的結(jié)果。過去中國經(jīng)濟的發(fā)展過程中以投資拉動型為主的經(jīng)濟增長方式，導致固定資產(chǎn)投資的增加總是伴隨著貨幣供應量的增加(徐源浩等，2018[2])。自2009年起，中國為了應對金融危機而采取的四萬億擴張投資計劃，雖然有效地避免了金融危機的沖擊，使經(jīng)濟依然保持了高速增長，但投資擴張，特別是貨幣供應的擴張，為后續(xù)的物價上升埋下了隱患。而且，在金融危機以后，貨幣對經(jīng)濟產(chǎn)出和物價變動的影響存在明顯的不可控性(杜麗群和黎文忠，2016[55])。

如前所述，絕大多數(shù)的固定資產(chǎn)投資都有一定的周期，許多大項目往往會持續(xù)數(shù)年，不可能一年之內(nèi)完成。一些研究表明，我國固定資產(chǎn)投資的周期性很強(段軍山等，2011[56])。而在整個投資周期內(nèi)，很可能物價會變化，通常是物價上漲，這就使得原有的投資計劃可能會超出預算，從而需要再追加投資，這在現(xiàn)實中比較普遍，故而這種投資的倒逼機制也會促使投資在物價變化的推動下形成自我膨脹的機制，投資本身呈現(xiàn)加速趨勢。

近年來，隨著金融創(chuàng)新的不斷發(fā)展，虛擬經(jīng)濟日益引起人們的關(guān)注，以股票、債券和金融衍生品市場為代表的金融資產(chǎn)也越來越吸引投資者的目光。貨幣供應量的增加將更多地被吸引并流入虛擬經(jīng)濟部門，從而在一定程度上也能解釋貨幣供應量增長率與通貨膨脹率之間相背離的現(xiàn)象。然而，中國仍然處于由工業(yè)化時期向經(jīng)濟虛擬化時期轉(zhuǎn)變的過程中，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的良性互動有待進一步改善(魯曉琳和董志，2017[57])。此外，關(guān)于資產(chǎn)價格對通貨膨脹的影響，國內(nèi)外學者均已進行了大量的研究，但并未形成統(tǒng)一結(jié)論。Kaufmann和Valderrama(2010)[58]的研究表明，資產(chǎn)價格變動對通貨膨脹的沖擊可以忽略不計。股票價格與通貨膨脹水平的關(guān)聯(lián)性很弱，股票價格無法起到通貨膨脹水平指示器的先導作用(劉金全和李書，2017[59])。由于股票市場參與宏觀經(jīng)濟的程度仍較低，所以其還不足以對整體通貨膨脹產(chǎn)生影響，房地產(chǎn)市場亦如此(李迅雷，2009[60])。

總體來看，價格水平的波動，一方面是由于貨幣供應量增加，另一方面是由于固定資產(chǎn)投資的擴張導致總需求擴大，短期內(nèi)由于供給難以相應地跟進，難以迅速轉(zhuǎn)化成總產(chǎn)出，從而會導致價格水平上升。而無論是總產(chǎn)出的增長還是貨幣供應的擴張，都與投資的擴張有著密切聯(lián)系。而且，由于固定資產(chǎn)投資往往有較長的周期，價格水平的上升甚至還會形成對固定資產(chǎn)投資規(guī)模的倒逼機制。由于固定資產(chǎn)投資的變動離不開金融機構(gòu)的信貸支持，發(fā)展經(jīng)濟所需要的投資擴張在貨幣供給支持的前提下逐漸形成，投資擴張引發(fā)貨幣供給增加，后者推動物價上漲，而物價也進一步倒逼投資規(guī)模的擴大，進而對投資擴張進一步形成膨脹效應，最終促成了投資的自我強化機制，推動了物價的上漲。在價格水平下降的時期，則加速投資規(guī)模的縮減。然而這個過程并未結(jié)束，隨著投資效應的逐漸釋放，投資轉(zhuǎn)換形成總產(chǎn)出，如前所述，在總產(chǎn)出增長的情形下，物價水平會趨于穩(wěn)定，甚至下降，從而緩沖了貨幣供應增加給物價帶來的壓力。故而從長期來看，投資未必會造成嚴重的物價波動，甚至可能會形成平抑物價波動的效果。

四、數(shù)據(jù)檢驗與分析

為了檢驗貨幣供應與價格變動之間的關(guān)系，特別是檢驗投資變動在其中所起的作用，筆者采用1996年1月到2017年10月期間的月度數(shù)據(jù)來加以分析。所有數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，該庫提供了最新的月度數(shù)據(jù)，但由于2017年11月數(shù)據(jù)缺失，因而我們截取到2017年10月。如前所述，貨幣供應量常用的兩種測量指標分別是M1和M2，然而，針對M2的諸多研究已經(jīng)表明，采用M2作為貨幣供應量的測量指標未必合適。而一些研究表明，貨幣供應量M1的波動對物價水平的影響十分明顯，貨幣政策的價格效應顯著(閏力等，2009[61])。因此，本文主要采用M1口徑來測量貨幣供應量，并研究它如何影響價格水平，尤其是如何通過與投資的相互作用而影響價格水平的機制。研究貨幣供應量對價格水平的影響，我們既從貨幣供應量增長率的角度，也從貨幣供應量的絕對數(shù)量角度來加以研究，同樣地，對固定資產(chǎn)投資，也是既采用增長率，也采用絕對量來加以分析。采用同比增長率的好處是可以自動消除季度因素的影響，而采用絕對量的好處是可以分析規(guī)模本身對價格的影響。

(一)貨幣供應增長率對價格波動的影響分析

首先，從指數(shù)的角度，也就是貨幣供應量的增長率，即增速的角度來看，可以看到，M1月度同比增速比M2波動幅度更大，特別是從2012年以來，這一特征更加明顯(圖1)。從這個角度來看，M1口徑的貨幣供應量變化更值得我們研究。

圖1 M1和M2同比增速變化比較

為了便于分析和比較，我們把各變量的上年同期基數(shù)設為100，因而，各變量增速就相應地變成100+增速。同時，為了盡可能地克服異方差問題，變量均取對數(shù)，從而得到圖2。

圖2 固定資產(chǎn)投資、貨幣供應增長指數(shù)和價格指數(shù)對比

圖中，LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR表示對數(shù)形式的CPI，固定資產(chǎn)投資同比增長指數(shù)和M1同比增長指數(shù)。簡單地從圖2中可以看到，投資的波動大于貨幣供應的波動，而價格的波動則最小。而且，在2012年之前，貨幣供應的波動與價格波動有較大的相似度。從2012年起，投資的波動趨于縮小，而貨幣供應的波動仍然較大。數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗是進行時間序列數(shù)據(jù)分析的基本前提。通常用單位根檢驗來確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF方法來進行單位根檢驗。對于LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR這三個時間序列，依據(jù)AIC準則確定滯后階數(shù)。

表1 時間序列的單位根檢驗

經(jīng)過ADF檢驗可以看到，LCPI、LNINVSTGR和LNM1GR這三個時間序列都是一階單整，即在一階差分條件下是平穩(wěn)的。利用VAR的單位圓也可以驗證。這樣在三者之間可能會存在協(xié)整關(guān)系。在此基礎上，需要就三者之間進行因果關(guān)系的檢驗。

從圖3可以看到，VAR模型中所有根模的倒數(shù)都小于1，換言之，它們都位于圓內(nèi)，因而VAR模型是穩(wěn)定的。

采用VAR進行Granger因果檢驗，根據(jù)表2結(jié)果可以判定，LNM1GR和LNINVSTGR都是導致LCPI的Granger原因，其他變量之間不構(gòu)成Granger原因。

接著進行協(xié)整關(guān)系檢驗?？梢杂脙煞N方法來進行協(xié)整關(guān)系檢驗，分別是跡檢驗和最大特征值檢驗，兩種檢驗給出的結(jié)果通常來說具有一致性。

從表3和表4可以看到，跡檢驗和最大特征值檢驗，都表明在三個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，數(shù)量為一個到三個。在存在多個協(xié)整關(guān)系時，為得出最有解釋力的經(jīng)濟模型，一般是選擇與最大跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量對應的協(xié)整關(guān)系。通過對照跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果，可以認定，三個變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

圖3 VAR模型根模倒數(shù)圖

表2 Granger因果檢驗(1996M012017M10)

表3 協(xié)整的跡檢驗

表4 協(xié)整的最大特征值檢驗

根據(jù)表5給出的協(xié)整關(guān)系，我們設定ecm1=LCPI-0.168×LNINVSTGR-0.195×LNM1GR。經(jīng)檢驗，ecm1為平穩(wěn)序列。并且ecm1實際上是三個變量的長期均衡關(guān)系，從這個長期方程(長期時ecm1=0，從而有LCPI=0.168×LNINVSTGR+0.195×LNM1GR)可以看到，物價水平增長與固定資產(chǎn)投資增長和貨幣供應增長都呈正相關(guān)關(guān)系，后兩者的波動都會擴大價格水平的波動。相比之下，貨幣供應增長更能帶動物價水平的增長。

表5 標準化的協(xié)整關(guān)系

利用ecm1，結(jié)合主要變量的差分項及其滯后項，可以構(gòu)建誤差糾正模型(ECM)，再通過PCGIVE軟件，采用從一般到特殊的建模順序，逐步回歸，得到表6的回歸結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以看到，貨幣供應M1增長率的變動和固定資產(chǎn)投資增長率的波動都對價格波動產(chǎn)生了積極的推動作用。由于變量均為增長率的對數(shù)及其差分，不涉及具體的量或規(guī)模，因而系數(shù)可比較。從系數(shù)來看，這兩者的作用最大，尤其是貨幣供應增長率波動對物價流動的影響更加突出。此外，滯后三期貨幣供應M1增長率的變動以及滯后一期和滯后二期固定資產(chǎn)投資增長率的波動也都對價格波動起到了促進作用，但它們的系數(shù)相對而言則小得多。而誤差糾正項ECM1及滯后一期的ECM1則分別對價格波動起到了推動和抑制的作用，綜合考慮兩者的系數(shù)，那么ECM項對價格波動的調(diào)整趨于零，即基本上沒有起到調(diào)整作用。

表6 固定資產(chǎn)投資、貨幣供應與物價協(xié)整回歸結(jié)果(被解釋變量DLCPI)

注：DLCPI_2表示滯后二期的DLCPI，其他變量依此類推。

從圖4給出的擬合圖和殘差圖來看，擬合效果良好，即誤差糾正模型較好地把握了變量之間的短期相互作用機制。

圖4 DLCPI的擬合及殘差圖

此外，還可以從脈沖響應函數(shù)的角度來對變量之間的相互影響機制加以分析。脈沖響應函數(shù)(IRF)描述了一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應，即當隨機誤差項發(fā)生變化時，或者說模型受到?jīng)_擊時，對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。利用脈沖響應函數(shù)可以制作脈沖響應圖，從而直觀地看到變量在受到?jīng)_擊之后的演變路徑。

從脈沖反應圖(圖5)可以看到，固定資產(chǎn)投資對價格指數(shù)的影響體現(xiàn)在先是迅速提高了價格水平，隨后使價格水平有所下降，接著逐漸使價格水平穩(wěn)定在一個相對較高的水平。而貨幣供應M1對價格水平的影響則體現(xiàn)在先是較快地提高了價格水平，之后穩(wěn)定，并逐漸使價格水平趨于上升，處于較高水平。在一定程度上可以認為，投資增長的加速會導致物價上升，而貨幣供應量M1增長率的提高則進一步推動了物價上升。因此，固定資產(chǎn)投資和貨幣供應量的過快增長都會導致物價水平的上升，最終有可能造成通貨膨脹。貨幣供應量增長率變動對投資增長率變量的影響體現(xiàn)為短期有所下降而長期趨于穩(wěn)定，固定資產(chǎn)投資增長率變動對于貨幣供應增長率的沖擊影響體現(xiàn)為使其高于初始值并在長期趨于降低，但仍維持著高出初始值的位置。另一方面，價格變動對于固定資產(chǎn)投資增長率的沖擊體現(xiàn)為短期使其增加而長期則穩(wěn)定，價格變動對貨幣供應增長的影響則體現(xiàn)為短期使其增加，而長期則使其趨于下降。

(二)貨幣供應規(guī)模對價格波動的影響分析

按絕對量來測算，固定資產(chǎn)投資和貨幣供應量月度數(shù)據(jù)存在明顯的季度波動，因此需要對其進行季度調(diào)整，以消除季度趨勢。

我們采用常用的X12季節(jié)調(diào)整，使其消除季節(jié)性波動的影響。經(jīng)過調(diào)整之后，季節(jié)性波動明顯弱化，從曲線上看，體現(xiàn)的是相對明顯的增長趨勢(圖6)。圖中，LCPI，LNINVSTSA和LNM1SA分別表示對數(shù)形式的CPI，經(jīng)過季度調(diào)整之后的固定資產(chǎn)投資規(guī)模和M1規(guī)模。

圖5 物價變動、投資波動和貨幣供應變動脈沖分析

圖6 貨幣供應量、投資規(guī)模和價格水平

同樣地，采用ADF方法來進行單位根檢驗。對于LCPI、LNINVSTSA和LNM1SA這三個時間序列，依據(jù)AIC準則確定滯后階數(shù)。經(jīng)過ADF檢驗(見表7)，可以看到，LCPI、LNINVSTSA和LNM1SA這三個時間序列都是一階單整，即在一階差分條件下是平穩(wěn)的。利用VAR的單位圓也可以驗證。這樣在三者之間可能會存在協(xié)整關(guān)系。

表7 時間序列的單位根檢驗

Granger因果檢驗(見表8)表明，固定資產(chǎn)投資波動和貨幣供應波動都是導致價格波動的Granger原因，貨幣供應波動和固定資產(chǎn)投資波動互為Granger原因，由此可見，貨幣供應在一定程度上適應了固定資產(chǎn)投資擴張的需要。

表8 Granger因果檢驗(1996M01-2017M10)

從表9和表10可以看到，跡檢驗和最大特征值檢驗，都表明在三個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，數(shù)量為一個到三個。在存在多個協(xié)整關(guān)系時，為得出最有解釋力的經(jīng)濟模型，一般是選擇與最大跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量對應的協(xié)整關(guān)系。通過對照跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果，可以認定，三個變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

表9 協(xié)整的跡檢驗

表10 協(xié)整的最大特征值檢驗

根據(jù)表11給出的協(xié)整關(guān)系，我們設定ECM=LCPI-0.048×LNINVSTSA+0.057×LNM1SA。經(jīng)檢驗，ECM為平穩(wěn)序列。并且ECM實際上是三個變量的長期均衡關(guān)系，從這個長期方程(長期時ECM=0，從而有LCPI=0.048×LNINVSTSA-0.057×LNM1SA)可以看到，固定資產(chǎn)投資的變動推動了價格的波動，而貨幣供應量的波動則抑制了價格波動。貨幣供應量的增加沒有最終導致價格水平大幅增加，反而還對價格水平起到一定的抑制作用，說明我國貨幣供應過程更多是內(nèi)生的而非外生(徐源浩等，2018[2])。

表11 標準化的協(xié)整關(guān)系

利用構(gòu)建的ECM項，結(jié)合主要變量差分項及其滯后項，可以構(gòu)建誤差糾正模型(ECM)，并通過PCGIVE軟件，采用從一般到特殊的建模順序，逐步回歸，得到表12的回歸結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以看到，固定資產(chǎn)投資波動對價格水平的波動具有顯著的促進作用，而貨幣供應波動則對價格水平的波動具有抑制作用。此外，滯后兩期的固定資產(chǎn)投資波動則對價格波動有一定的抑制作用，而滯后兩期的貨幣供應波動則對價格水平波動有一定的促進作用，但由于系數(shù)極小，它們對價格水平波動的影響也非常有限。誤差糾正項ECM及滯后一期的ECM則分別對價格波動起到了推動和抑制的作用，但綜合兩者的系數(shù)來看，ECM項對短期物價水平波動的調(diào)節(jié)作用近乎為零。

表12 固定資產(chǎn)投資、貨幣供應與物價協(xié)整回歸結(jié)果(被解釋變量DLCPI)

注：ECM_1表示滯后一期的ECM，其他變量依此類推。

從圖7給出的擬合圖和殘差圖來看，擬合效果良好，即誤差糾正模型較好地把握了各個關(guān)鍵變量之間的短期相互作用機制。

圖7 DLCPI的擬合及殘差圖

同樣地，可以采用脈沖響應函數(shù)來對三個變量之間的相互作用機制進行模擬。從脈沖圖(圖8)可以看到，固定資產(chǎn)投資規(guī)模的擴張迅速提升了價格水平，隨后總的趨勢卻是緩慢降低價格水平。而貨幣供應量波動對價格水平的影響則體現(xiàn)于短期更加迅速地提高了價格水平，并且在長期使得價格水平穩(wěn)定于較高水平。固定資產(chǎn)投資規(guī)模對于貨幣供應量的影響體現(xiàn)為短期使其迅速增加，隨后有降低趨勢，長期則使其穩(wěn)定于高出初始水平的位置之上；貨幣供應量波動對于固定資產(chǎn)投資的影響體現(xiàn)為短期迅速降低固定資產(chǎn)投資，隨后使其增加，長期則使其緩慢穩(wěn)定于略高出初始水平的位置。由此也可以進一步實證，在貨幣供應量與固定資產(chǎn)投資之間存在著較為密切的關(guān)系，即貨幣供應量隨著固定資產(chǎn)投資的擴張而增加，換言之，從短期來看，貨幣供應量的增加不僅直接提高了價格水平，而且還通過固定資產(chǎn)投資的擴張推動貨幣供應規(guī)模而進一步提高價格水平。

總體而言，以脈沖圖來分析，無論是從指數(shù)還是從規(guī)模的角度，固定資產(chǎn)投資的增加對價格水平的影響都體現(xiàn)為促成價格的上升，而貨幣供應增加在短期內(nèi)也會推動價格上升，但長期影響則要視其規(guī)模和增長率而定，從規(guī)模來看，適量增長的規(guī)模可以在一定程度上抵制價格水平的上升，但從增長率的角度來看，增長率的上升則會進一步推動價格水平上升。不過脈沖圖的分析只是一種輔助分析，要準確地測量變量之間的關(guān)系，更多地需要依賴于模型分析結(jié)果，根據(jù)前述分析結(jié)果，可以看到，在貨幣供應、固定資產(chǎn)投資和價格水平之間存在密切關(guān)系，判斷價格水平的變化趨勢也有賴于貨幣供應、固定資產(chǎn)投資以及它們之間的關(guān)系。

五、結(jié)論與政策建議

貨幣供應與價格水平之間并非簡單的因果關(guān)系，往往需要根據(jù)固定資產(chǎn)投資的變化而定，由于固定資產(chǎn)投資的跨時期特征，貨幣供應與價格水平變動之間的長期和短期效應并不相同。利用1996年1月到2017年10月期間的月度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整與誤差糾正模型和脈沖響應函數(shù)分析，本文從增長指數(shù)和絕對規(guī)模兩個方面分析了貨幣供應、固定資產(chǎn)投資和價格水平變動之間的內(nèi)在關(guān)系和影響機制。結(jié)果表明，短期來看，固定資產(chǎn)投資和貨幣供應都會推動價格的上升，并且，由于貨幣供應對固定資產(chǎn)投資的密切配合，會形成固定資產(chǎn)投資的自我膨脹機制，從而迅速提高價格水平；而從長期來看，固定資產(chǎn)投資對價格的影響會隨著總產(chǎn)出的增長而日漸穩(wěn)定，但貨幣供應的適度增長卻有助于抑制價格水平，其原因在于貨幣供應隨著投資擴張而增加，而投資擴張逐步形成的總產(chǎn)出增量能夠有效地緩沖貨幣供應大幅度增長對物價水平的沖擊。此外，貨幣供應增長指數(shù)和貨幣供應規(guī)模對物價水平的影響并不完全相同，增長過快會導致物價水平上升，而規(guī)模的適度擴大則能夠在一定程度上降低價格水平。

圖8 物價變動、投資波動和貨幣供應變動脈沖分析

從控制通貨膨脹和穩(wěn)定物價的角度來看，首先應當穩(wěn)定貨幣供應的增長率從而穩(wěn)定貨幣供應規(guī)模，而穩(wěn)定貨幣供應增長需要以穩(wěn)定固定資產(chǎn)投資增長為基本條件，故而應當著眼于控制固定資產(chǎn)投資的自我膨脹機制，應努力對固定資產(chǎn)投資實行嚴格監(jiān)管，此外還應對經(jīng)濟增長依賴固定資產(chǎn)投資推進的發(fā)展模式加以改變。盡管我國資本市場的發(fā)展已取得歷史性的突破，但無論過去還是未來相當長時間內(nèi)，社會投資依然會主要來源于銀行業(yè)機構(gòu)的中長期信貸支持(徐宏慶，2015[62])。固定資產(chǎn)投資的安排應該從一開始就確定嚴格的預算安排，在制定預算的時候，應當把未來幾年的物價變動及成本變動都充分考慮在內(nèi)，從而避免投資的惡性膨脹，尤其是投資與物價之間形成的惡性循環(huán)機制應當徹底加以改變。此外，在我國經(jīng)濟已經(jīng)進入新常態(tài)的形勢下，應努力改變經(jīng)濟增長依賴于固定資產(chǎn)投資擴張的舊模式，轉(zhuǎn)而尋求提高產(chǎn)品附加值和擴大消費市場來促進經(jīng)濟增長的新模式。

相比于規(guī)模，貨幣供應的增長率更應當引起重視，貨幣供應量過快的增長短期會帶來價格水平的迅速上升，并且在長期也仍會促成價格水平的上漲。但貨幣供應規(guī)模的擴大則并不必然帶來價格水平的上升，特別是在長期，一定程度上會促進價格水平的穩(wěn)定。結(jié)合本文對于貨幣供應、投資和物價水平的動態(tài)分析，可以看到，由于投資的中介作用，貨幣供應流向了固定資產(chǎn)投資所在的實體經(jīng)濟部門，從而并不必然造成價格水平的上升。固定資產(chǎn)投資是造成中國貨幣供應量與通貨膨脹背離的最重要原因，貨幣沒有進入消費領(lǐng)域進而引發(fā)通貨膨脹(徐源浩等，2018[2])。正是基于這樣一種機制，中國貨幣供應規(guī)模雖然越來越大，遠超出人們的預期，被公眾俗稱為“央媽”放水，但并沒有造成通貨膨脹。因而，“中國之謎”實際上是中國特定國情下的一種現(xiàn)象。

貨幣供應量M1作為貨幣政策的中介目標具有堅實的理論依據(jù)。本文的數(shù)據(jù)分析表明，M1的變動幅度明顯大于M2，并且在M1、固定資產(chǎn)投資和物價變動之間存在著長期穩(wěn)定而短期相互作用縮小變動幅度的關(guān)系，因而把M1作為貨幣政策中介目標可以較好地監(jiān)測固定資產(chǎn)投資變動和物價變化，從而適時地制定相應的貨幣政策。利用三者之間的密切關(guān)系，特別是努力控制住貨幣供應與固定資產(chǎn)投資之間的相互適應機制，控制貨幣供應增長幅度，仍可以較好地控制物價水平。

需要指出的是，當前我國貨幣政策仍處于轉(zhuǎn)型之中。中央銀行根據(jù)宏觀經(jīng)濟和金融市場發(fā)展形勢，對于公開市場操作、常備借貸便利(SLF)、中期借貸便利(MLF)等多種貨幣政策工具的組合運用，也是貨幣政策調(diào)控轉(zhuǎn)型的嘗試。隨著我國金融創(chuàng)新和利率市場化進程的加快，傳統(tǒng)的以總量調(diào)控為特征的貨幣政策效果有可能會打折扣。我國貨幣政策的操作目標應由價格和數(shù)量兼顧朝向價格型目標過渡，實現(xiàn)通過調(diào)節(jié)基準利率來影響存貸款等其他利率，從而通過影響金融中介的信貸行為來間接調(diào)控投資、消費等宏觀經(jīng)濟變量(汪川，2015[63])。不過，在完成轉(zhuǎn)型之前，由于利率尚未完全市場化，以貨幣供應量為主的貨幣政策仍將繼續(xù)發(fā)揮作用。而且，金融危機中美聯(lián)儲等主要央行量化寬松的操作也說明價格型調(diào)控并非萬能，數(shù)量型調(diào)控不能放棄(王瑩，2015[64])。