【毕业学位论文】（Word原稿）抗击通胀：人民币升值还是更紧的货币供给-统计教育学

抗击通胀：人民币升值还是更紧的货币供给？ 中南财经政法大学 目录 摘要 . 2 一、问题的提出 . 3 （一）研究的背景 . 3 （二）研究的意义 . 3 二、研究的现状及创新 . 4 （一）国外有关通货膨胀实证的研究 . 4 （二）国内有关通货膨胀实证的研究 . 5 （三） 论 文创新 点 . 6 三、向量自回归（ 型介绍 . 7 （一）模型的构建 . 7 （二）平稳性检验 . 8 （三）协整关系的检验 . 9 （四） 果关系检验的理论 . 11 四、模型建立前的准备 . 11 （一）若干假设 . 11 （ 二 ）指标的选取 . 12 （ 三 ）数据来源 及预处理 . 12 五、模型的构建与检验 . 13 （一）平稳性检验 . 13 （二） 整检验 . 13 （三） 果关系检验 . 14 （四）向量自回归模型（ 构建 . 15 （五）脉冲响应分析 . 19 （六）方差分解 方法 . 20 、结论及政策建议 . 21 七 、 结束语 . 24 参考文献 . 25 附录 . 26 摘 要 目前，我国消费物价指数（ 断攀升。 2010年 11月达到了 峰值，12月为 进入 2011年来， 1月和 2月 3月份为 4月份为 国 家统计局 6月 14日再度发布最新数据 ,5月份全国居民消费价格同比上涨 涨幅创下最近 34个月来新高。 5”，意味中国当前面临很大通胀压力。中央政府把抑制通货膨胀列为 2011年宏观调控工作的首位。相关部门采取了一系列的措施，自去年以来，央行已累计加息 4次，上调存款准备金率达 12次。 本文从相关资料和我国现有的数据入手，针对“人民币升值或更加紧缩的货币政策可以有效抑制通胀”这二种主流观点，运用我国 1996年 1月至 2011年 4月间通货膨胀率、货币供给增长率、人民币名义有效汇率及实际经济的统 计数据，使用 冲响应函数、方差分解 分析 等方法对上述变量之间的关系进行了分析和研究。结论：货币供给的增加显著地影响了国内物价水平，因此适度减少供币供给可以减缓通货膨胀；人民币名义有效汇率不是引起通货膨胀的格兰杰原因，但是 人民币升值可以缓解较严重的通货膨胀；对 通货膨胀 的 贡献率从大到小的 顺序是：货币供给 增长率 、实体经济、自身因素和人民币名义有效汇率。 本文共分为六部分：第一部分问题的提出介绍了本文选题的现实背景及其意义；第二部分概括了国内外关于通货膨胀方面的研究方法及本文在这些方法基础上的创新 点 ；第三 部分简要阐述了实证研究中所用到的方法，包括 稳性检验、协整检验及 四部分说明了模型建立前的准备，包括指标的如何选取和数据的来源及处理方法。第五部分详细阐述了模型是如何建立的，变量之间存在的一个协整关系，建立 3）模型，对变量进行脉冲响应函数和方差分解分析。第六部分，在理论及模型分析的基础上，根据证分析的结果和结合我国的具体国情，就目前如何有效地抑制通货膨胀给出适用性的政策建议。 关键词： 通货膨胀 名义有效汇率 货币供给 型 脉冲响应函数 一、问题的提出 （一）研究 的 背景 自 2010年来，生活用品、食品、石油等与人民生活息息相关的物价连连上涨 ， 这已经成为广大民众不得不面对的一个社会热点问题。 2010 年 6 月以后，我国猪肉价格持续上涨， 2011年 5月与 2010 年 6月相比，涨幅为 40%。 2010年下半年以来我国玉米、小麦、稻谷等主要粮食品种价格大幅上涨，推高饲料等养猪成本。作为重要的上游产品，粮价的上涨更是引发连锁反应，导致下游产品的层层上涨。不仅如此，受中东局势不稳定的影响，从 2011 年 2 月中旬以来国际油价开始步入疯狂上涨阶段。 3月 2日，纽交所 4月交货的轻质原油期货价格收于每桶 元，伦敦市场 4 元 。 因此作为国际油价的被动接受者，国际油价的变动必然会使我国国内的主要油品的价格上涨。原油作为基础产品，其价格的上涨会拉动几乎所有行业的生产成本，最终导致了通货膨胀。 短期来看， 仍存在自然灾害、 资金炒作等因素导致食品价格继续上涨， 而美元持续贬值以及全球新一轮宽松政策的预期，又会推高国际大宗商品价格进而构成输入型通胀压力。由此可见，我国正面临着 较严重 通货膨胀， 调 控通货膨胀已成为 我国当前宏观经 济调控面临的最大问题之一。 （二） 研究的 意义 随着物价的持续上涨，通货膨胀成为中国宏观经济运行中的一个突出问题。如果物价指数升幅过大，将会带来经济的不稳定性并有可能导致其他的一些社会风险。在这种情况下，为防止物价过快上涨和减缓通胀压力，有关部门已经采取多管齐下的治理手段，包括连续上调存款准备金和利率，严控食品和日用品价格涨等一系列措施， 力 度达到近年来的最强。 针 对如何抑制通货膨胀，社会上存在两种主流的观点，一种是紧缩的货币政策 ；另一种是 人民币升值（本币汇率上升）。 采取紧缩货币政策能抑制通胀的原因 。 为早日 摆脱全球金融危机的负面影响， 20098万亿元的银行贷款，若再加上各种表外贷款，信托贷款，私募基金，以及数量众多且不断激增的未注册银行和钱庄的货币信贷供给，估计会大大超过 20 万亿元。经验表明，从货币投放到通胀的形成大约有18 个月左右的时滞。基于这一规律，很多人都把发生通胀的原因归结为是过去两年过度货币投放而形成的流动性过剩。因此顺理成章地认为应该通过紧缩货币来治量通胀。 人民币升值对抑制通胀的好处。从进口商品价格看，本币升值，以本币计价的进口商品价格下降，如果进口品需求弹性小，且占 口成本下降带动国内总体消费物价水平下降，这样有利于抑制通胀。从货币币值看，本币升值，以外币计价的出口商品价格上升，本国出口商品价格竞争力下降，出口减少，外贸顺差减少，从而缓解通胀压力。总之，在一定的条件下，本币升值，物价可能下跌。 本文就是基于这两种思想的前提下，利用实证的方法，来考察人民币升值或紧缩的货币供给政策，还是在二者共同的作用下，能否很有力的缓解当前较为严重的通货膨胀。如果能，哪种政策对缓解通胀的贡献率最大。 再根据实证得出的结论和结合中国国情为政策制定者提供可行性的政策建 议。 二、 研究现状及创新 （一） 国外有关 通货膨胀实证 的研究 国外学者在这个问题上的研究主要集中在汇率变动对于国内物价水平的影响，即汇率传递效应，而在少量文献中研究不同汇率传递效应下的货币政策效果。 000)分析了汇率变动和进口商品价格变动对国内生产者价格指数和消费者价格指数的影响。他利用 6 个工业化国家 1982 年后的数据，建立一个向量自回归模型 (估计出了布雷顿森林体系崩溃后汇率和进口商品价格对国内通货膨胀率的脉冲响应函数。结论是汇率对国内通货膨胀只有温和影响， 而进口商品价格却 有 非常强的影响，而且进口比重越大，这种影响越强。. . 001)构造了一个理论模型，用来解释自 20 世纪 80 年代以来，许多国家的汇率传递效应减弱的原因，并将此归于这些国家中央银行的作用。通过对 11 个工业化国家 1971的数据做了实证研究，证实了 20 世纪 90 年代汇率传递效应和通货膨胀波动的减弱，同时还发现了汇率传递效应与通货膨胀波动之间有显著的统计学联系。不过对汇率传递效应和货币政策之间联系的研究结论却是不明确的，因为对货币政策 参数的估计并不好。 006) 在 研究了欧元区的汇率传递效应，通过向量自回归模型 (析了欧元汇率的变动以及欧元区内价格水平对汇率冲击的反应，同时通过估计出的脉冲响应函数分析了汇率传递过程中的关键因素，得到的结论是进出口商品是汇率影响价格水平的关键。 008)同样是用了向量自回归模型 (析了汇率变动对东亚经济体国内价格水平的影响。文章的结论主要有三点 ： 一是汇率传递效应主要体现在对进 口商品价格的影响上 ； 二是除了印度尼西亚之外，汇率传递效应对消费者物价指数 (影响非常小 ； 三是在印度尼西亚，货币政策变量对汇率冲击的脉冲响应，以及消费者物价指数对货币政策冲击的脉冲响应都是正的，而且显著的。 . . 006)比较了新兴经济体在面对外部利率冲击和贸易条件冲击 时 可选择的货币政策。研究表明金融制度的不完善可能会对政策效果产生影响，但是对于各个政策间的优先次序没有影响。相反，汇率传递效应对于评估货币政策却是至 关重要的。利用向量自回归模型 (分析了经济对外部利率和贸易条件冲击的响应函数，通过比较不同条件下的响应函数，得出的结论是，在汇率传递效应很强的情况下，稳定汇率必须在经济稳定和物价稳定间做出一定的取舍，并且最优的政策目标是稳定非贸易品价格。而如果忽略汇率传递效应，那么最优的政策目标是稳定消费者物价指数 ( （二） 国 内 有关 通货膨胀实证 的研究 近年来，我国许多学者对 人民币汇率 、货币供给 与通货膨胀之间关系 进行了分析研究，观点各异。 卜永祥（ 2001）运用协整和 阶段方法， 基于 1990月度数据分析出，长期而言人民币名义汇率变动对国内物价水平有影响，而短期内影响不显著。毕玉江，朱钟棣（ 2006）运用协整分析和误差修模型研究了我国汇率变动对进口价格的传递效应，研究结果表明人民币汇率变动对国内消费者价格有不完全的传递效应。陈六傅和刘厚俊（ 2007）采用向量自回归模型对石油价格、产出缺口、货币供给量、人民币名义有效汇率、进口品价格和消费者价格等六个变量间的相互作用机制进行了研究，并利用累计脉冲响应函数分析了汇率变动对进口价格与消费者价格的影响。吕剑（ 2007）运用 步法和误差修正模型和脉冲响应函数，基于 1994月度数据，分析得出长期中人民币汇率变动显著影响了国内物价水平。刘亚等（ 2008）利用自回归分布滞后模型研究了人民币汇率变动对国内通货膨胀的传 递 效果，得出长期和短期的汇率传递效应都很低，汇率变动对我国 传递效应受价格冲击影响很大。李瑞（ 2009）年利用误差修正模型对我国人民币对美元的汇率变动与通货膨胀关系进行协整分析，得到通货膨胀与人民币汇率存在长期均衡关系，因果关系是人民币汇率变动引起通货膨胀的结论。陈文政（ 2010）基于我国 1997的月度数据，运用 型对当前超外汇额储下的流动性过剩与通货膨胀的关系进行了研究，得出外汇储备的增加对我国的物价带来了冲击，但是影响很小，然而汇率的变动对我国物价带来了剧烈波动。高茵（ 2010）采用 1996 年 1 月 至 2008 年 12 月的财政支出、货币供应量及居民消费价格指数月度数据，运用 型进行的分析结果表明，财政政策支出对通货膨胀的解释力很低，货币供应量和物价自身对通货膨胀的解释力最强。 李永宁、赵钧、黄明皓（ 2010）等人强调对通货膨胀预期的治理，并提出央行应建立反对通货膨胀的“信任 度”战略。曹协和、吴竞择、何志强（ 2010）等人认为经济危机期间，各国中央银行普遍采用扩大货币供给的方法来缓解流动性不足，但这样的操作模式会导致货币供需缺口错配的现象，形成通货膨胀压力。 （三 ） 论文创新点 从上面所介绍的国内外研究情况可以看到，大多数对抑制通货膨胀的研究集中在两方面。一方面是汇率与国内通货膨胀之间的关系，研究表明汇率对通货膨胀有传递效应，但是并不强，同时大部分学者把重点放在进出口品价格对传递效应的影响上。另一方面是有效的货币政策（如利率政策，存款准备金和公开市场操作等）对抑制通货膨胀的作用， 研究表明流动性过剩是通货膨胀的原因，并且紧缩的货币政策能够收缩流动性。另外，一些研究学者 还 指出，通货膨胀预期对货膨胀也有很大的影响。综合以上分析，大多数国内外学者仅单方面考虑了汇率或货币政策对通货膨胀的影响，很 少有学者将汇率变化和货币政策变化结合起来考察对通货膨胀的影响。 而国际国内复杂的形势同时影响着中国 的 经济 ， 特别是近 几 年来 人民币对美元走强和 中央 银行 货币政策的 较大 变化。而 这二者同时 变化 势必会对 通货膨胀有很大 影响。 在实证分析方面，由于要考虑各 因素 对通货膨胀的传递 机理，即各因素的变化会在短期和长期内对通货 膨胀的影响。因此 基本上是 采用协整和误差修正 模型或向量自回归模型来 进行分析 。 本文也是基于 国内外 研究的基础上，根据我国 货币政策情况 的变动， 结合 最新的宏观经济数据， 运用计量经济学中理论基础较完备 的 型 ， 通过 型、脉冲响应函数和方差分解方法，对人民币升值和紧缩的货币供给政策对通货膨胀的传递效应进行了实证分析。创新之处在于： 1 本文将汇率和货币政策结合起来考察了对通货膨胀的影响，这种分析更加全面。 2本文所选用的数据包括了最新的月度数据。选取的样本量较全，而且考虑到所选取的都是月度数据，对所有变量用 法进行了季度调整后，又取了自然对数。不仅能够略去季节性波动的影响，而且取了自然对数后的数据既能消去异方差性，又代表了弹性。更具有解释性。 3运用脉冲响应函数和方差分解方法，人民币汇率变动和货币供给政策对通货膨胀的传递效应进行实证分析，得出了新的结论。 三、向量自回归（ 型介绍 （一）模型的构建 在建立回归模型时，一些变量被作为内生变量，而另一些变量被作为外生的前定的变量。在估计一组变量的模型时，如果不能确定变量的外生性，平等地对待各变量，不应事先区分内生和外生变量，而应建立向量自回归模型 考察向量间的关系。 型是自回归模型的联立形式，通常用于相关时间序列系统的预测和随即扰动对变量系统的动态影响。如果分别建立单个自回归模型则无法捕捉变量之间复杂多变的关系，联立形式则有效的克服了这个问题。脉冲响应函数以及方差解将建立在这个基础之上。最一般的 型表示为： 111 （ 其中 m 维内生变量向量， d 维外生变量向量， 内生变量和外生变量分别有 p 阶和 r 阶滞后期， 随机扰动项，称为新息。滞后期 p 和 r 的选择是根据 息准则来确定。一般而言，存在协整关系的不平稳序列或者平稳序列才能够建立 型。 （二）平稳性检验 1 在许多经济领域产生的时间序列都是非平稳的。我们在对其进行研究时就需要对它的平稳性进行检验。如果一个时间序列的均值或者二阶矩不是常数，而是随着时间的变化而改变，这样的序列就是非平稳的。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。 单位根检验的方法有很多种，如 验、 验、 验、 验、验、 验等等，这里主要介绍最常用的 验和 验方法。验是 1976）提出的单位根检验方法。 对于数据生成过程： 210 , 0 , i . i . d . 0 , , 1 , 2 , ,t t t ty y u y u t T 种单位根模型： (1) 1t a t ty y u t=1,2, ,T (2) 1t b t ty y a u t=1,2, ,T (3) 1t c t ty y a t u t=1,2, ,T (所进行的假设检验为： 01: 1 ; : 1 , i a b c 或 而三种不同形式的检验统计量为： () 1 , , t i a b 或 三个统计量均不服从于平稳条件下的正态分布，而是都存在各自相应的极限分布。 1高铁梅计量经济分析方法与建模清华大学出版社 8- 当随机过程 数据生成过程服从于一个 AR(p)过程的时候，我们可以将验的检验模型扩展如下： (1) 11 1pt t i t i y y u (2) 11 1pt t i t i y a y u (3) 11 1pt t i t i y a t y u 验方法就是通过增加变量的滞后项来消除残差之间的自相关。 验的三个统计量均不服从于平稳条件下的正态分布，而是都存在各自相应的极限分布，且其极限分布与之 验中的极限分布相同。因此 验统计量仍然可以使用 验统计量的临界值表。 （三） 协整关系 检验 2 在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机 趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。而在现实经济中的时间系列通常是非平稳的，可以进行差分使其变平稳，但这样会失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的。因此协整理论为两个或者多个非平稳变量间寻找均衡关系提供了理论基础。 协整检验的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置。 协整检验主要有两种方法：一种是 出的基于协整回归方程残差项的两步法（即 步法），另一种是 出的基于 是 前一种方法 常用于 检验两个变量之间 的 关系，对于多个变量之间的检验 就 不太方便，特别是当协整向量不止一个时更是如此。 而 后一种方法不仅可以判断多个变量间存在几个协整关向量，而且可以同时给出这些向量。因此本文主要介绍 整检验方法。它是由 起提2高铁梅计量经济分析方法与建模清华大学出版社 9- 出的一种以 型为基础来检验变量之间协整关系的方法。 假设 k 1 的 I(l)向量序列，则其滞后 表示为 : 11t t p t p t ty y y H x t=1,2, ,T (式中是 个确定的 d 维的外生向量，代表趋势项、常数项等确定性项；t是 k 维扰动向量。在式（ 端减去 过添项和减项的方法，可以得到下面的式了： 11 1pt t i t i t y y H x （ 其中，1 ，1 方程 (， 的秩决定了 各分量之间具有的协整向量，从而 也就是决定 了各分 量间到底有多少个长期关系。 整检验有两种方法，分别是特征根迹检验 (最大特征根值检验 ( 特征根迹检验 ：由 r 个最大特征根可得到 对于其余 r， ，k应该为 0，于是 可得到 原假设和备择假设分别为 0 1 1 1: 0 ; : 0r r r r=0,1, ,征根迹检验的统计量为： 1l n (1 ) ， r=0,1, ,样本容量 T ，在原假设成立时，统计量r收敛于某一极限分布，其临界值可通过查表得到。 另一个检验方法，即最大特征根值检验的原假设和备择假设分别为： 0 1 1 1: 0 ; : 0r r r r=0,1, ,验统计量是基于最大特征值的，其形式为 1l n (1 ) ， r=0,1, ,中r称为最大特征根统计量，简记为 计量。检验从下往上进行，首先检验0，如果 0 临界值，接受00H，无协整向量 ; 临界值， 拒绝00H， 至少有 1个 协整向量 ; 接受00H (r=0),表明最大特征根为 0,无协整向量 ,否则接受01H,至少有 1个协整向量 （四） 果关系 检验 3的理论 判断一个变量的变化是否是另一个变量变化 的原因，是经济计量学中的常见问题。 出一个判断因果关系的一个检验，这就是 果检验。 果一个事件 的原因，则事件 先于事件 Y。因此，我们看现在的 解释，加入 果 的预测中有帮助，或者 的相关系数在统计上显著时，就可以说 的 四、模型建立前的准备 （一）若干假设 1、消费者价格指数通常作为观察通货膨胀水平的重要指标。因此本文用居民消费价格指数来 度量全国的通货膨胀水平。 2、 国外的因素对我国通货胀的影响，不管是国际石油价格的上升还是外币贬值。最终都 会反应到 人民币汇率的变化。因此这里用人民币名义有效汇率来反映国外 对我国通货膨胀的冲击。 3、关于货币政策 对通货膨胀的影响 ,根据文章的需要，这里假设能用货币供给 反映。即本文的货币供给为 现金 、 活期存款 、 旅行支票 和 其他支票存款的总和。 4、实际经济的增长 会增加对原料及能源的需求 ,最终 会引起 消费产品的成本上涨 ,导致物价指数上升。 中国的实际经济包括很多方面的内容，而最能反映中国实际经济的是 于所选用的 是月度数据，这里假设 工业增加值的月度增长率 能够很好地反映中国月度的 能很好地反应中国的实际经济。 3高铁梅计量经济分析方法与建模清华大学出版社 11- 5、在模型建立的过程中，不考虑自然灾害 、 资金 炒作 等特殊因素的影响。 （ 二 ）指标的选取 1、消费者物价指数（ 消费者价格指数（ 的是衡量所选定的一篮子消费品购买价格的指数。是用来反映与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，通常作为观察通货膨胀水平的重要指标。 2、 人民币名义有效汇率 （ 名义有效汇率是以贸易比重为权数的有效汇率，它所反映的是一国货币在国际贸易 中的总体竞争力和总体波动程度。 人民 币 有效汇率增加（即人民币升值）往往会导致进口品的本币价格下降，而这又有可能传导至最终消费价格之上，从而降低消费价格涨幅。 用人民币名义有效汇率来作为人民币升值或贬值的指标 3、 货币供给 币 给也是 涨的原因 ,因为通货膨胀源于货币供给量的过度增长。弗里德曼认为 ,通货膨胀无论任何时候都是一种货币现象 ,货币供应增长率的提高 ,将在一定程度上造成物价指数的升高。用货币 给增长率作为货币政策指标 4。 4、 实 际 经济（ 用 工业增加值的月度增长率代表实际经济。一般而 言实际经济活动应该用代表，但是中国的 长率只能找到季度数据，而工业增加值与 以代表实际经济（ 1997）。 （三） 数据 来源及预处理 本文 实证分析选用的变量为中 国 的通货膨胀率 （ ，货币 给增长率（ ,实际经济 （ 及 人民币名义有效汇率 （ 为了增加实证分析的灵敏性和样本数量，所用数据均为月度数据。数据分别来自和讯网、国研网。 采用的数据为 1996 年 1月到 2011年 4月。 考虑到月度数据容易受季节性波动的影响，因此我们在这里采用 软件提供的41996 年开始我国正式确定 为货币中介目标。 5., S F., 1997,43912方法进行季节性调整。 同时 为了消除数据中可能存在的异方差，我们对 季节调整后的序列取自然对数，变换后的 变量 相变 为 五、模型的构建与检验 （一） 平稳性 检验 为了避免直接使用非平稳时间序列进行计量回归所导致的伪回归，因此需要对序列进行平稳性检验。这里采用 表 1 序列的单位根检验 6 变量序列 检验类型 (c,t,p) 临界值 (1%,5%） 伴随概率 平稳性 决策 c,0,12） D（ （ c,0,11） 平稳 * c,0,1） D（ （ c,0,0） 稳 * c,0,13） D（ （ c,0,12） 稳 * c,t,1) D(c,t,0) 稳 * 从表 1 的检验结果中我们可以看出：样本内的 是它们的一阶差分的 验统计量都小于 1%和 5%置信水平的临界值，说明都不含有单位根，从而可以判定这个 四 个一阶差分序列是平稳的，因此都为 1 阶单整序列，即 I（ 1）。 （二） 整检验 由于 是单整序列，满足进行协整检验的前提条件。进一步我们采用 整检验法对多变量系统进行向量协整检验。特征根迹检验和最大特征根值检验结果见表 2： 6表中 c 表示含截距项， t 表示含趋势项， p 为滞后阶数； p 的选择是根据 息准则以及 息准则。表中列示的是根据 息量最小选取的滞后期数，根据 息准则也有同样的检验结果，这里不赘述。* 5%的显著性水平下通过序列平稳检验， D 表示一阶差分。 2 特征根迹检验和最大特征根值检验 特征值 假设 迹统计量 5%临界值 协整向量 * 多 1 个协整向量 多 2 个协整向量 假设 最大特征值 统计量 5%临界值 协整向量 * 多 1 个协整向量 多 2 个协整向量 ： *表明在 5%的显著水平下拒绝原假设 从协整检验的特征根迹检验和 最大特征值检验的结果看出，可以在 95%的置信水平下拒绝无协整关系的原假设，这说明我们的变量之间存在协整关系；对应原假设最多一个协整关系，我们在 95%的置信水平下是接受的。因此，在 5%的显著水平上只存在唯一的协整关系。 这个协整方程是： l n ( ) 0 . 0 6 7 6 l n ( ) 0 . 0 1 6 2 l n ( ) 0 . 0 8 1 1 l n ( ) F L N M N E E R G D P u 标准误差 =（ （ （ 实 际上，上面所写出的是长期均衡方程， 误差修正项。从所估计的方程可以 初步判断： 人民币汇率升值 10%带来 通货膨胀率 下降 货币供给减少 10%，相应的 通货膨胀率 会下降 实际经济增长 10%， 带来 通货膨胀率上升 （三） 果关系检验 在确定序列间存在协整关系之后，我们想进一步检验序列间的长期均衡关系是否构成某种因果关系，这种因果关系的方向如何。接下来，我们利用 果关系检验，确定滞后阶数为 2，检验结果见表 3。 3 果关系检验 零假设0H 滞后阶数 是 原因 2 是 原因 是 原因 2 是 原因 是 原因 2 是 原因 是 原因 2 是 原因 是 原因 2 是 原因 是 原因 2 是 原因 表 3中我们可以看出：在 5%的显著水平下，第一， 货币供给 （ 与通货膨胀率 （ 之间互为 因，表明 两者间存在很强的传递关系 。事 实证明也是如此， 2008 年以来 为早日摆脱全球危机的负面影响， 央行实行了宽松的货币政策 ,大量的货币被投放市场 ,引起通货膨胀的增加 。第二， 人民币汇率 (著不是通货膨胀 ( 因 ,通货膨胀也不是人民币汇率的 因。这与 李瑞（ 2009）利用误差修正模型 分析我 国人民币汇率变动与通货膨胀关系 所 得到 的 人民币汇率变动 是引起 通货膨胀的 原因的结论不一致 。第三， 实际经济 （ 与 通货膨胀率 （ 间互为 因 ,其中实际经济显著地是通货膨胀的 因，表明两者之间 有很相的关联性 。 因为现实中 ,实际经济增长越快 ,会增加对 原料及能源 的需求 ,引起相应 价格 的 上涨 ,进而增加中间产品的成本 ,从而