我國貨幣供應與經(jīng)濟增長物價水平關系研究

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1、 我國貨幣供應?與經(jīng)濟增長、物價水平關系?研究 常熟理工學院? 孫鳳華、張筱、李楠 摘要：本文基于貨幣?供應量與經(jīng)濟?增長、物價水平之間?關系的經(jīng)典理?論，運用計量經(jīng)濟?學方法從長期?和短期兩方面?對我國的貨幣?供應量與經(jīng)濟?增長、物價水平關系?進行實證研究?。本文對198?4—2009年我?國貨幣供應量?、國內生產(chǎn)總值?和物價水平的?時間序列數(shù)據(jù)?指數(shù)化后進行?協(xié)整檢驗，得到三者之間?存在協(xié)整關系?。在此基礎上檢?驗了Gran?ger因果關?系，建立誤差修正?模型，并從脈沖響應?和方差分解的?角度來分析貨?幣供給對經(jīng)濟?增長、物價水平的影?響。結果表明：貨幣供給增長?率與經(jīng)

2、濟增長?率存在雙向因?果關系；短期內，我國貨幣供給?存在“托賓效應”；從長期來看，我國經(jīng)濟增長?率和物價上漲?率的波動均主?要由經(jīng)濟增長?率的變化來決?定；此外，我國貨幣存在?內生性，貨幣供應量的?增長主要反映?在物價水平上?。最后綜合實證?分析結論，就完善我國貨?幣政策及其傳?導機制的有關?渠道提出一些?改進建議。 關鍵詞：貨幣供應 經(jīng)濟增長 物價水平 協(xié)整 Grange?r因果檢驗 1.引言 1.1選題背景與?現(xiàn)實意義 貨幣政策是貨?幣當局進行宏?觀經(jīng)濟調控的?重要工具，其實施的好壞?影響著國家經(jīng)?濟的平穩(wěn)持續(xù)?發(fā)展。中央銀行通過?制定貨幣政策?來達到經(jīng)濟增?長、充分就

3、業(yè)、穩(wěn)定物價和保?持國際收支平?衡的宏觀調控?目標。1984年之?前，我國實行的是?“大一統(tǒng)”的銀行體制。中央銀行不僅?需行使發(fā)行貨?幣和管理信貸?的職能，而且還要經(jīng)營?商業(yè)銀行業(yè)務?。然而，1984年，我國中央銀行?體制的正式確?立，標志著我國有?了真正意義上?的中央銀行和?商業(yè)銀行，中國人民銀行?開始獨立行使?中央銀行的職?權。從此，中國人民銀行?建立了存款準?備金制度，促使我國的貨?幣傳導機制的?渠道發(fā)生了巨?大變化。 1993年以?來，我國貨幣政策?的中介目標開?始轉為貨幣供?應量。在金融改革的?逐漸深入以及?改革力度的不?斷加強下，我國的宏觀經(jīng)?濟調控模式由?直接調控轉向?間接調控

4、。加入WTO后?，貿易全球化、經(jīng)濟全球化促?使我國的宏觀?經(jīng)濟運行方式?、調控手段及各?種機制、體制都得到了?明顯的創(chuàng)新與?完善。貨幣政策對經(jīng)?濟增長、物價穩(wěn)定的影?響越來越顯著?，已成為我國金?融界熱切關注?的焦點問題。 此外，在2008年?的全球“金融危機”影響下，國內理論界和?決策部門面臨?著通貨膨脹與?經(jīng)濟衰退兩難?的窘迫局面。而糧食和原油?價格的持續(xù)猛?漲，導致我國出現(xiàn)?通貨膨脹。盡管國家采取?適度緊縮的貨?幣政策以緩解?經(jīng)濟過熱，然而效果并不?理想，未達到預期的?物價下降。隨后，房價的飆升，糧價的再次上?漲，使得人們對我?國采取的貨幣?政策有效性提?出了質疑。 為此，研究我國貨

5、幣?供應與經(jīng)濟增?長和物價水平?的關系，有利于政府在?復雜變化的經(jīng)?濟環(huán)境中制定?并實施有效的?貨幣政策來控?制目前的經(jīng)濟?發(fā)展形勢，對實現(xiàn)經(jīng)濟增?長、物價穩(wěn)定，促進我國經(jīng)濟?持續(xù)、協(xié)調、穩(wěn)定、健康發(fā)展有著?重要的現(xiàn)實意?義。 1.2國內外研究?現(xiàn)狀 貨幣供應量與?經(jīng)濟增長、物價水平之間?的關系一直是?金融界熱點問?題之一，各國學者長期?致力于探索研?究，期望能夠系統(tǒng)?準確地描述三?者關系，以便政府制定?相應的貨幣政?策確保經(jīng)濟健?康持續(xù)發(fā)展。 就貨幣供應量?與經(jīng)濟增長的?關系，不同學者得到?的實證結果不?同。總體而言，研究結論可分?為兩種觀點：一是貨幣中性?理論，即貨幣供應量?的增長不

6、能對?真實經(jīng)濟構成?影響；二是貨幣非中?性理論，即貨幣供應量?的變動將會引?起實際利率和?產(chǎn)出等經(jīng)濟變?量的變化。著名經(jīng)濟學家?弗里德曼（Friedm?an,1963）和施瓦茨（Schwar?tz,1963）最早對貨幣和?產(chǎn)出之間的相?關性進行了系?統(tǒng)的描述。他們和托賓（Tobin,1970）的研究結果都?表明，“貨幣供應量的?變動很可能是?真實產(chǎn)量變動?的結果”，即“托賓效應”。Stock、Watson?(1989)和Cover?（1992）同樣也得出短?期貨幣供應量?的改變對產(chǎn)出?波動具有影響?的結論。然而，McCand?less和W?eber(1995)研究了110?個國家近30?年的產(chǎn)

7、出增長?率、平均通脹率和?貨幣供應量增?長率之間的關?系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出增長?率和貨幣供應?量增長率在長?期并不具有相?關性。同樣，在對美國的研?究中，Bosche?n和Mill?（1995）也證實了貨幣?供應量的變化?對產(chǎn)出不會產(chǎn)?生長期影響。 盡管學者對貨?幣供應量與經(jīng)?濟增長之間的?關系持有不同?的觀點，但是他們都大?致認為貨幣供?應量的變化對?價格水平的變?化具有影響。McCand?less和W?eber(1995)研究發(fā)現(xiàn)貨幣?供應量的增長?率和通貨膨脹?率之間有著強?相關性。長期來看，貨幣供應量的?增加會導致通?貨膨脹率的上?升。Hafer和?Kutan（1994）運用誤差修正?模型分

8、析了中?國1952—1988年的?數(shù)據(jù)，結果表明我國?貨幣需求與實?際國民收入和?預期通貨膨脹?率之間存在協(xié)?整關系。Friedm?an和Kut?tner（1992）通過對美國1?960—1990年的?數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供應?量與價格之間?的關系是穩(wěn)定?的。 近年來，國內許多學者?基于不同的方?法從不同角度?對我國的實際?情況進行了研?究分析。黃先開、鄧述慧(2000) 以1980—1997 年的數(shù)據(jù)為基?礎，運用OLS 方法證明了預?期貨幣供應量?的增長對產(chǎn)出?的變動具有影?響，即貨幣非中性?。曾令華(2000)通過對198?7—1999年的?數(shù)據(jù)分析，得出結論：我國貨幣供應?量增長率和名

9、?義經(jīng)濟增長率?之間有著顯著?的線性關系。劉斌(2001) 采用向量自回?歸方法研究了?貨幣政策對實?體經(jīng)濟部門的?影響，發(fā)現(xiàn)有短期影?響而無長期影?響；但貨幣政策沖?擊對物價、貨幣供應量和?貸款等均會產(chǎn)?生永久性的影?響。陸軍、舒元(2002)運用Gran?ger因果關?系檢驗驗證了?在長期內貨幣?供給對經(jīng)濟變?量沒有實質性?的影響。劉金全、劉志強(2002) 對1992—2000 年的數(shù)據(jù)進行?因果分析，發(fā)現(xiàn)若采用向?量自回歸法分?析，則貨幣供應、實際產(chǎn)出和物?價水平中任何?兩個變量之間?都存在雙向因?果關系。楊建明（2003）利用均衡修正?模型對我國貨?幣供應量變動?與產(chǎn)出、物價進行協(xié)整

10、?分析。研究結果表明?，1994年以?來，短期內三者之?間的相關性減?弱，實證研究并不?支持將貨幣供?應量作為我國?貨幣政策的中?介目標。戴建軍（2008）利用沖擊模型?從貨幣政策對?經(jīng)濟運行的影?響及政策傳導?兩方面展開研?究，發(fā)現(xiàn)不同層次?的貨幣供應量?對GDP的成?績影響也有較?明顯的差異。研究指出，我國貨幣供應?量存在明顯的?內生性，貨幣政策的長?期調控效果不?明顯，但短期調控效?果是比較顯著?的。刁碩文（2008）基于協(xié)整理論?研究了通貨膨?脹對經(jīng)濟增長?和貨幣供應量?增長的影響，指出我國經(jīng)濟?增長和貨幣供?應量均對通貨?膨脹有一定的?刺激作用。諶帥（2010）從相關性角度?對198

11、4—2008年我?國貨幣供應量?與經(jīng)濟增長、物價水平的關?系進行了分階?段研究，發(fā)現(xiàn)我國貨幣?非中性，并指出三者之?間存在相關性?，但有時也存在?失靈的情況。 1.3本文的研究?思路與方法 本文在借鑒國?內外學者對貨?幣供給與經(jīng)濟?增長、物價水平關系?研究的基礎上?，吸取前人的研?究方法，進一步創(chuàng)新，從短期和長期?兩方面來分析?1984年以?來我國貨幣供?給與經(jīng)濟增長?、物價水平之間?的相互關系。本文共分為四?章，第一章引言介?紹了本文的研?究背景與現(xiàn)實?意義、國內外研究現(xiàn)?狀、本文研究思路?以及創(chuàng)新之處?。第二章對貨幣?供應量與經(jīng)濟?增長、物價水平關系?進行定性分析?。第三章運用計?量經(jīng)

12、濟學方法?對我國貨幣供?應量與經(jīng)濟增?長、物價水平關系?進行實證分析?。第四章在實證?分析的基礎上?，總結我國貨幣?供應量與經(jīng)濟?增長、物價水平之間?的關系，并提出相應的?政策建議。 本文采用單位?根檢驗及Jo?hansen?協(xié)整檢驗來研?究經(jīng)濟變量間?是否存在長期?均衡關系。倘若存在協(xié)整?關系，可研究三者之?間的格蘭杰因?果關系，并建立誤差修?正模型分析長?期均衡關系對?物價水平和經(jīng)?濟增長短期波?動的影響。在誤差修正模?型的基礎上，本文采用脈沖?響應函數(shù)及方?差分解方法進?一步研究它們?短期內受到?jīng)_?擊后的響應，得到更為準確?的結論。 1.4本文的創(chuàng)新? 本文的創(chuàng)新點?主要有：首先，

13、在數(shù)據(jù)選取方?面，本文選取了1?984—2009年的?年度數(shù)據(jù)作為?實證研究樣本?。因為在198?4年之前，我國中央銀行?體制未正式確?立，實行的是“大一統(tǒng)”體制。1984年后?，銀行體制逐漸?完善，調查方法、權數(shù)的選取、指數(shù)的編制等?方面開始成熟?。 其次，在數(shù)據(jù)處理方?面，為了保證統(tǒng)計?口徑的一致性?，本文以198?4年為基期，將貨幣供應量?、國內生產(chǎn)總值?指數(shù)化。同時，將所有變量取?自然對數(shù)，以消除時間序?列中可能存在?的異方差。 再者，在研究方法上?，本文不僅采用?了單位根檢驗?、協(xié)整檢驗和格?蘭杰因果關系?檢驗方法從長?期方面研究我?國貨幣供應量?與經(jīng)濟增長、物價水平之間?的關系

14、，而且還運用誤?差修正模型、脈沖響應函數(shù)?及方差分解法?從動態(tài)角度來?分析三者受沖?擊后的響應。 最后，本文在脈沖響?應分析時采用?了廣義脈沖法?，克服了Cho?lesky脈?沖響應法中因?變量次序不同?而使得結果不?同的缺陷。 2.貨幣供應量與?經(jīng)濟增長、物價水平關系?的定性分析 2.1西方學者對?貨幣供給與經(jīng)?濟增長、物價水平關系?的理論分析 在西方國家，關于貨幣政策?主要存在兩種?觀點：一是貨幣中性?理論，二是貨幣非中?性理論。 新舊古典學派?認為貨幣呈現(xiàn)?中性，即貨幣經(jīng)濟對?實際經(jīng)濟變量?不產(chǎn)生實質性?影響。古典學派中貨?幣數(shù)量論占主?導地位，認為貨幣數(shù)量?只與物價水平?有

15、關；其它條件不變?時，物價水平與貨?幣供應量成正?比。而新古典學派?在繼承了舊古?典學派的基礎?上，提出了市場出?清說與理性預?期假說。新古典學派認?為，人們能夠理性?預期政府采取?的政策措施及?其后果。因此，無論政府如何?干預宏觀經(jīng)濟?，人們都可以根?據(jù)政策調整自?己的行為，達到自己的理?想狀態(tài)，從而貨幣政策?失效。 然而，凱恩斯提出了?貨幣非中性理?論。凱恩斯認為，價格和工資呈?“剛性”，市場也不會出?清，而且勞動市場?達到均衡時通?常是處于非充?分就業(yè)狀態(tài)的?。在其它因素不?變的條件下，增加貨幣供應?量，將會促進產(chǎn)出?增加，同時價格水平?也會提高，貨幣供給的變?動影響實際產(chǎn)?出與就業(yè)。

16、但是，若在充分就業(yè)?狀態(tài)下，增加貨幣供應?量，產(chǎn)出并沒有改?變，只是提高了物?價。在凱恩斯理論?中，中央銀行可以?通過制定貨幣?政策來影響產(chǎn)?出，調控宏觀經(jīng)濟?，但當存在“流動性陷阱”時，貨幣政策將失?效。 相比較新舊古?典學派及凱恩?斯學派，貨幣主義則秉?持貨幣短期非?中性，長期中性的觀?點，主要代表人物?有歐文費雪、庇古和弗里德?曼。貨幣主義認為?，貨幣數(shù)量是影?響價格水平的?基本因素。費雪強調貨幣?的交易媒介作?用，提出了“交易方程”：Py=MV；費雪方程表明?，價格P與貨幣?供應量M成正?比。而庇古則強調?了貨幣的貯藏?手段，提出了“劍橋方程”：M=kY=kPy，認為貨幣需求?取決于

17、貨幣的?流通速度和名?義國名收入，與流通速度1?/k成反比，與收入成正比?。同時，價格水平由貨?幣供應量決定?，兩者成正比關?系。弗里德曼在費?雪方程及劍橋?方程的基礎上?，吸收凱恩斯的?偏好理論，創(chuàng)造了新貨幣?數(shù)量論。他主張，貨幣供給完全?取決于貨幣當?局的決策，與影響貨幣需?求的因素無關?。短期內，擴張的貨幣政?策促進經(jīng)濟增?長。長期來看，貨幣政策并不?影響實際經(jīng)濟?變量，只影響價格水?平，擴張的貨幣政?策導致價格上?漲，甚至引發(fā)通貨?膨脹。 2.2我國貨幣供?給與經(jīng)濟增長?、物價水平關系?的理論分析 我國金融界不?同學者對貨幣?供給與經(jīng)濟增?長之間的關系?也持有不同的?觀點，主要有

18、推動論?、抑制論和中性?觀點。推動論是指貨?幣供給的增加?促進經(jīng)濟增長?；抑制論則恰恰?相反，認為擴張的貨?幣政策阻礙經(jīng)?濟的發(fā)展；而中性觀點則?將貨幣看作一?種手段，對經(jīng)濟不產(chǎn)生?影響。 一般而言，關于貨幣供應?量與經(jīng)濟增長?、物價水平之間?的關系，我國理論界普?遍認為，擴張的貨幣政?策，促進經(jīng)濟增長?。中央銀行采取?適度寬松的貨?幣政策，使得貨幣市場?中流動的貨幣?量增加。一方面，刺激了投資消?費，社會總需求增?加，從而促進經(jīng)濟?增長，增加就業(yè)。另一方面，貨幣供應量的?過度增加，導致貨幣市場?供過于求，以致于引發(fā)通?貨膨脹，物價持續(xù)上漲?。物價的持續(xù)上?漲，又抑制了國民?的投資和消費?，

19、進而阻礙了經(jīng)?濟的發(fā)展，使得貨幣擴張?政策的有效性?減弱。貨幣供給的內?生性讓決策者?陷入了經(jīng)濟增?長與物價穩(wěn)定?的兩難困境。因此，目前我國政府?主要采取適度?的貨幣政策在?保證充分就業(yè)?和物價穩(wěn)定的?基礎上逐步實?現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增?長。 3.貨幣供應與經(jīng)?濟增長、物價水平關系?的實證分析 3.1變量選取與?數(shù)據(jù)處理 本文采用廣義?貨幣供應量（）作為貨幣供應?量的度量指標?；國內生產(chǎn)總值?（）作為經(jīng)濟增長?指標；居民消費物價?指數(shù)（）作為物價水平?的衡量指標。由于在198?4 年之前，我國實行“大一統(tǒng)”銀行體制，經(jīng)濟開放程度?低，計劃經(jīng)濟占主?體地位，不利于貨幣供?給對宏觀經(jīng)濟?影響的分析

20、。因此，本文選取19?84—2009年的?年度數(shù)據(jù)作為?實證研究樣本?。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒?》和中國人民銀?行網(wǎng)。所有數(shù)據(jù)見附?錄。 在數(shù)據(jù)處理方?面，為統(tǒng)一研究口?徑，本文將廣義貨?幣供應量、國內生產(chǎn)總值?以1984年?為基期進行指?數(shù)化，同時將指數(shù)也?轉化為以19?84年為基期?的時間序列數(shù)?據(jù)。其次，將各變量指標?取自然對數(shù)，以消除時間序?列數(shù)據(jù)中存在?的異方差現(xiàn)象?。 3.2協(xié)整檢驗 協(xié)整是指多個?非平穩(wěn)的經(jīng)濟?變量的某種線?性組合是平穩(wěn)?的。雖然一些經(jīng)濟?變量的時間序?列非平穩(wěn)，但是它們之間?卻往往存在長?期穩(wěn)定關系即?協(xié)整關系。協(xié)整過程的數(shù)?學描述為：設有k個序列?，，

21、…，，（k≥2）,用 表示k維向量?序列。如果：（1）每個序列，，…，均是d階單整?序列，則～，j=1,2，…，k；（2）存在非零向量?，使得～，0﹤b≤d。則稱向量序列?的分量間存在?（d，b）階協(xié)整關系，記為～，向量成為協(xié)整?向量。特別地，若～，～，且存在非零常?數(shù)、，使得～，則稱和是協(xié)整?的。 3.2.1序列的平穩(wěn)?性檢驗 為消除時間序?列潛在的異方?差現(xiàn)象，本文對、、三個指數(shù)序列?分別取自然對?數(shù)，即、、。其一階差分分?別用、、表示，代表貨幣供應?量增長率、經(jīng)濟增長率和?物價上漲率。原序列的二階?差分代表各增?長率的變化，分別用、、表示。 經(jīng)濟學家發(fā)現(xiàn)?，有時經(jīng)濟變量?之間不存在

22、相?關性，但回歸結果卻?得出它們之間?存在有意義關?系的結論，這就是“偽回歸”現(xiàn)象。這主要是由于?時間序列變量?的非平穩(wěn)性引?起的，因此，本文有必要對?時間序列數(shù)據(jù)?進行平穩(wěn)性檢?驗。 單位根檢驗方?法主要有AD?F檢驗、DFGLS檢?驗、PP檢驗、KPSS檢驗?、ERS檢驗和?NP檢驗，本文采用AD?F方法進行單?位根檢驗，它也是目前最?流行、最有效的方法?。ADF檢驗主?要有以下三種?回歸模型： （3.1）

23、 （3.2） （3.3） 回歸式（3.1）不含有常數(shù)項?和趨勢項，（3.2）只包含常數(shù)項?，（3.3）包含了常數(shù)項?和趨勢項。 其中為隨機擾?動項，服從獨立同分?布的白噪聲過?程。上述模型檢驗?的原假設為的?t統(tǒng)計量的極?限分布。若接受原假設?，則存在一個單?位根，序列非平穩(wěn)。否則，序列平穩(wěn)。 首先，觀察、和的趨勢圖。 圖3.1 變量、和的趨勢圖 從圖中可看出?，、和均有明顯的?上升趨勢且有?截距，不具有平穩(wěn)性?。于是，對其進行差分?，并通過ADF?檢驗分析各變?量的單整階數(shù)?。在給定的

24、顯著?性水平下，得到相應臨界?值。如果拒絕原假?設，則序列平穩(wěn)。檢驗結果如下?： 表3.1 各序列的AD?F檢驗結果 變量 自回歸階數(shù) ADF值 1%臨界值 5%臨界值 p值 =5%結論 1 -2.43901 -4.39431 -3.61220 0.3522 非平穩(wěn) 2 -2.43038 -4.41635 -3.62203 0.3558 非平穩(wěn) 1 -1.63403 -3.75295 -2.99806 0.4499 非平穩(wěn) 2 -2.02665 -3.76960 -3.00486 0.2741 非平穩(wěn) 1 -2.2

25、7315 -2.67429 -1.95720 0.0253 平穩(wěn) 2 -2.28483 -2.67974 -1.95809 0.0248 平穩(wěn) 1 -2.17414 -4.39431 -3.61220 0.4816 非平穩(wěn) 2 -1.90811 -4.41635 -3.62203 0.6178 非平穩(wěn) 1 -2.65037 -3.75295 -2.99806 0.0979 非平穩(wěn) 2 -2.01335 -3.76960 -3.00486 0.2793 非平穩(wěn) 1 -3.88073 -2.67429 -1.9

26、5720 0.0005 平穩(wěn) 2 -2.12947 -2.67974 -1.95809 0.0348 平穩(wěn) 1 -1.88311 -4.39431 -3.61220 0.6318 非平穩(wěn) 2 -0.85872 -4.41635 -3.62203 0.9441 非平穩(wěn) 1 -2.77074 -3.75295 -2.99806 0.0781 非平穩(wěn) 2 -1.77825 -3.76960 -3.00486 0.3806 非平穩(wěn) 1 -4.23429 -2.67429 -1.95720 0.0002 平穩(wěn) 2

27、 -4.07522 -2.67974 -1.95809 0.0003 平穩(wěn) 由表3.1的結果可知?，在5%的顯著性水平?下，對數(shù)序列、和都為非平穩(wěn)?序列。一階差分后，序列、和仍不平穩(wěn)；再次差分后，、和均拒絕原假?設，序列平穩(wěn)。因此，序列～I（2），～I（2），～I（2），而序列、和則均服從I?（1）過程。 3.2.2 Johans?en協(xié)整檢驗? 通過單位根檢?驗得到、和均為一階單?整序列,由此進一步討?論它們之間的?協(xié)整關系。根據(jù)施瓦茨（SC）和AIC最小?準則，將VAR模型?的最大滯后階?數(shù)確定為4，則采用Joh?ansen協(xié)?整檢驗時，滯后期為3，檢驗結果如表?3.2所示。

28、 表3.2 Johans?en協(xié)整檢驗?結果 協(xié)整向量 個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 P值 None * 0.835008? 52.98532 29.79707 0.0000 At most 1 0.483854? 15.14629 15.49471 0.0564 At most 2 0.058128? 1.257602? 3.841466? 0.2621 Johans?en檢驗結果?表明，在5%的顯著性水平?下，拒絕協(xié)整向量?個數(shù)r≤0的假設，認為、和之間存在一?個協(xié)整關系，說明貨幣供應?量、經(jīng)濟增長率和?物價增長率之?間存在長期的?

29、均衡關系。根據(jù)Evie?ws輸出結果?可得協(xié)整方程?： = -0.421865?-0.696204? (3.4) 從（3.4）式中可看出，我國廣義貨幣?供應量增長率?每增加1%，物價水平上漲?率就會下降0?.696%，說明我國廣義?貨幣供應量增?長率與物價水?平上漲率之間?存在反向作用?關系。同樣，我國經(jīng)濟增長?率與物價水平?上漲率存在反?向作用關系，但廣義貨幣供?應量增長率對?物價水平的影?響占主導地位?。 為了研究我國?貨幣供應量對?我國經(jīng)濟和物?價水平的影響?，本文分析了、和標準化的協(xié)?整向量，如表3.3所示： 表3.3 、

30、和協(xié)整向量 1.00000 0.00000 -0.994466? (0.08107) 0.00000 1.00000 -0.707008? (0.16528) 由表3.3中協(xié)整向量?可知，長期貨幣供應?量增長率每增?長1%，我國經(jīng)濟增長?率將下降0.707%，而物價的上漲?率則下降0.994%。與此同時，本文發(fā)現(xiàn)廣義?貨幣供應量的?增長所帶來的?效應只有很小?一部分反映在?經(jīng)濟增長上，最終基本都反?映在物價水平?上，驗證了Fri?edman假?說，這也決定了我?國實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)?定增長的目標?必須建立在保?持物價穩(wěn)定的?基礎上。 3.2.3 Grange?r因果檢驗

31、 通過上文分析?，可知廣義貨幣?供應量增長率?與經(jīng)濟增長率?、物價上漲率之?間存在反向作?用關系。為了更精確地?確定三者之間?是否存在長期?因果關系，本文采用Gr?anger因?果關系檢驗來?進一步驗證。 Grange?r因果檢驗要?求變量為平穩(wěn)?序列，因此本文對、和、進行Gran?ger因果關?系檢驗。依據(jù)AIC和?SC最小準則?，取滯后階數(shù)為?3，結果見表3.4。 表3.4 Grange?r因果關系檢?驗結果 原假設 F統(tǒng)計量 概率 結論 =10% 不是的Gra?nge原因 9.36424 0.00119 拒絕 不是的Gra?nge原因 4.32781 0.0

32、2347 拒絕 不是的Gra?nge原因 5.40282 0.01111 拒絕 不是的Gra?nge原因 1.95684 0.16692 接受 不是的Gra?nge原因 2.80465 0.07827 拒絕 不是的Gra?nge原因 2.9504 0.06917 拒絕 如表3.3所示，不是的Gra?nge原因的?F統(tǒng)計量為9?.36424，相應概率為0?.00119，遠遠小于5%的顯著性水平?，因此拒絕原假?設，認為是的Gr?ange原因?，即經(jīng)濟增長是?引起物價水平?變動的原因。同時，不是的Gra?nge原因的?F統(tǒng)計量相應?概率小于5%的顯著性水平?，原

33、假設被拒絕?，即物價水平的?變動同樣引起?經(jīng)濟增長的變?動。由此可知，我國經(jīng)濟增長?率與物價上漲?率之間存在雙?向因果關系，我國經(jīng)濟的迅?速增長會導致?物價水平顯著?上漲，而物價上漲率?的變動又會反?作用于經(jīng)濟增?長。因此，如何在穩(wěn)定物?價水平的基礎?上保證我國經(jīng)?濟的穩(wěn)步增長?成為金融界長?期研究的一大?難題。 同理，與的格蘭杰因?果檢驗表明，是的Gran?ge原因。長期來看，我國貨幣供應?量的變動會引?起物價水平的?變動。而不是的Gr?ange原因?的F 統(tǒng)計量相應概?率是0.16692，甚至大于10?%的顯著性水平?，故接受原假設?，認為不是的G?range原?因。 在與的格蘭杰?因

34、果關系檢驗?中， F統(tǒng)計量的相?應概率均大于?5%。然而，在10%的顯著性水平?下，均拒絕原假設?，說明放寬顯著?性水平時，我國的與之間?存在雙向因果?關系。貨幣供應量的?變動會引起我?國經(jīng)濟的變化?，我國貨幣非中?性，它影響著我國?經(jīng)濟的實際變?量；但是我國經(jīng)濟?的變化同樣又?會反作用于貨?幣供應量。我國貨幣供應?量的這種內生?性會給中央銀?行制定貨幣政?策帶來一定的?難度。 3.2.4誤差修正模?型 通過協(xié)整檢驗?和格蘭杰因果?檢驗，可知、和之間存在長?期的穩(wěn)定關系?，而長期均衡關?系對物價水平?和經(jīng)濟增長短?期波動的影響?又如何呢？為此，本文在協(xié)整的?基礎上建立誤?差修正模型（VEC

35、）。 誤差修正模型?是計量經(jīng)濟模?型中一種具有?特定形式的模?型，適用于具有協(xié)?整關系的非平?穩(wěn)序列。誤差修正模型?通過誤差修正?機制的調節(jié)作?用，有效地紡織路?長期均衡關系?的偏差在數(shù)量?或規(guī)模上的擴?大，反映了短期的?調節(jié)行為。根據(jù)AIC和?SC準則，本文建立VE?C模型時選取?滯后階數(shù)L=3，以保持與Jo?hansen?檢驗的一致性?，得到誤差修正?項： =+ 0.60595-1.43636 -0.201317? (3.5) 從而根據(jù)Ev?iews模型?估計結果參數(shù)?可得到誤差修?正模型： =-0.489167?+0.666857?+0.167205?-0.1054

36、41? +0.782765?+0.557181?+0.791599?-0.932268?-0.989689?-0.588377?-0.005864? (3.6) =0.707103? Adj.=0.414206? F=2.414169? =0.353753?+0.155607?-0.308835?-0.109356?+0.497990?-0.037565?+0.145512?+0.142689?-0.175840?-0.113455?-0.009425?

37、 (3.7) =0.855403? Adj.=0.710805? F=5.915753? 從（3.6）和（3.7）式中可以看出?長期均衡對物?價水平和經(jīng)濟?增長的短期波?動的影響是顯?著的。也就是說，物價水平與經(jīng)?濟增長的短期?變動對長期均?衡的偏離反應?比較靈敏。 在誤差修正模?型（3.6）式中，誤差修正項的?系數(shù)為負，符合反向修正?的要求。由于誤差修正?系數(shù)為-0.489167?，且在統(tǒng)計上具?有顯著性，因此，受和的影響，以4.89%的修正速度對?下一年的的值?產(chǎn)生影響。經(jīng)過短期誤差?的修正過程，最終實現(xiàn)三者?之間的長期均?衡。由各變量的系?數(shù)

38、可知，受上一期和前?兩期的影響較?大。其中前兩期的?的系數(shù)均為負?，說明價格水平?上升幅度增加?時，誤差修正機制?將導致經(jīng)濟增?長幅度的下降?。也就是說，長期而言，物價水平對經(jīng)?濟增長有負面?效應。然而上一期的?系數(shù)是顯著正?的，說明貨幣供應?量對經(jīng)濟增長?有正效應，再次證明了我?國貨幣的非中?性。當受到短期波?動所施加的短?暫影響約束后?，通過誤差修正?機制，系統(tǒng)能夠較快?地從非均衡狀?態(tài)轉為長期均?衡狀態(tài)。修正速度越快?，達到穩(wěn)定狀態(tài)?的時滯越短，中央銀行貨幣?政策的調控效?果就越有效。 誤差修正模型?（3.7）式中各變量的?系數(shù)表明，受上一期的影?響最大。經(jīng)濟增長幅度?的上升，誤差修正

39、機制?將導致價格水?平上漲率的大?幅上升。換而言之，長期來看經(jīng)濟?增長對物價水?平具有正效應?。的短期波動對?施加短暫的影?響約束后，系統(tǒng)在誤差修?正機制的作用?下，能夠較快地從?非均衡狀態(tài)達?到均衡狀態(tài)，實現(xiàn)長期均衡?。 3.3脈沖響應函?數(shù)與方差分解?分析 本文對VAR?模型中單個參?數(shù)進行解釋時?有一定的困難?，此時，可以觀察系統(tǒng)?的脈沖響應函?數(shù)和方差分解?，從動態(tài)角度來?得出結論。 3.3.1脈沖響應函?數(shù)分析 脈沖響應函數(shù)?描述的是一個?內生變量對誤?差的反應。它是在擾動項?的基礎上加一?個標準差大小?的沖擊，從而對內生變?量產(chǎn)生影響。脈沖響應函數(shù)?建立在VAR?模型或誤差

40、修?正模型的基礎?上，能夠準確刻畫?模型受到?jīng)_擊?時對系統(tǒng)的動?態(tài)影響。 上文中本文已?驗證了、和之間存在協(xié)?整關系，且與存在雙向?因果關系，和也互為因果?，而又是的Gr?anger原?因。為了更清楚地?了解、和三者之間的?短期相互影響?，本文采用廣義?脈沖法分析它?們的動態(tài)影響?，克服了Cho?lesky脈?沖響應法中因?變量次序不同?而使得結果不?同的缺陷。 圖3.2 對的脈沖響應? 從圖3.2中可看出，我國經(jīng)濟增長?率的擾動項在?貨幣供應擴張?幅度的沖擊下?，不斷下降，在第七期達到?最低點-0.08左右，但隨后沖擊減?小，長期下，沖擊趨于穩(wěn)定?，可近似為0。這說明貨幣供?應量擴

41、張幅度?的一個沖擊，初期會阻礙經(jīng)?濟增長率的增?長，而這種對經(jīng)濟?增長的破壞性?隨后會逐漸減?小。長期來看，沖擊對經(jīng)濟增?長率的影響趨?于穩(wěn)定。雖然仍為負面?效應，但這種效應并?不是很大，基本可以忽略?。也就是說在貨?幣供應量增長?率的沖擊下，由于短期內貨?幣擴張效應主?要反映在價格?上，使得經(jīng)濟增長?率初期會下降?，但下降幅度不?斷減小，最后趨于穩(wěn)定?的增長率。本文得出結論?：長期內我國貨?幣供應量的增?加，促進了經(jīng)濟的?增長，我國存在“托賓效應”。 圖3.3 對的脈沖響應? 如圖3.3所示，在的沖擊下，的脈沖響應開?始為正值，不斷增大，在第二期達到?最高點0.05，隨后很快變?yōu)?負

42、值并不斷下?降。但長期內，沖擊逐漸減小?并趨于穩(wěn)定。即貨幣供應量?增長率的增加?導致價格上漲?率短期內不斷?下降，而在長期作用?下，價格上漲速度?又加快，最后趨于以穩(wěn)?定的減速度上?漲。雖然價格上漲?的速度減小，但價格仍是在?持續(xù)上漲的。換而言之，從長期來看，貨幣供應的增?加加劇了我國?的通貨膨脹。產(chǎn)生上述現(xiàn)象?主要是因為，貨幣供應量增?長率的突然提?高導致物價瞬?間提升到很高?的水平，產(chǎn)生短期價格?上漲率猛增的?現(xiàn)象。然而，貨幣供應并不?是造成通貨膨?脹的唯一原因?，也不是直接原?因，因此短期內，貨幣供應量的?不斷加速擴張?并不能使價格?上漲率不斷增?長。相反，由于時滯效應?，總需求短期內?

43、不能立刻作出?相應的擴大反?應，致使價格上漲?率較貨幣增長?速度而言反而?不斷下降，只是形成了潛?在的通脹壓力?。在長期的影響?下，總需求逐漸擴?大，而先前貨幣供?應過度所形成?的潛在通脹壓?力逐漸被釋放?出來，使得物價上漲?速度又加快并?逐漸趨于穩(wěn)定?，加劇了通貨膨?脹。 圖3.4 對的脈沖響應? 觀察圖3.4發(fā)現(xiàn)，短期內對的沖?擊為正值，并且不斷增大?，在第七期達到?最高點，超過了0.08，之后逐漸減小?。從長期來看，沖擊為正值，且趨于穩(wěn)定。即經(jīng)濟增長率?的一個沖擊導?致物價上漲率?短期內不斷上?升，隨時間的推移?，上漲速度逐漸?減緩，長期下，物價以穩(wěn)定的?加速度上漲。這說明經(jīng)濟增

44、?長會導致物價?水平提高，但是由于物價?的上漲對經(jīng)濟?增長有阻礙作?用，使得經(jīng)濟增長?對物價的作用?相對減弱，物價上漲速度?減緩，但總體而言，經(jīng)濟的繁榮發(fā)?展最終致使了?物價的上升。 3.3.2方差分解分?析 脈沖響應函數(shù)?形象地描述了?模型中各變量?對沖擊的反應?，但并未定量地?分析變量間的?影響關系。因此，本文選擇方差?分解對經(jīng)濟增?長率和物價上?漲率進行方差?分解，從定量方面來?估算系統(tǒng)中各?變量對沖擊產(chǎn)?生的影響。 表3.5表明，經(jīng)濟增長率的?波動主要取決?于自身的波動?。短期內，對沖擊的解釋?度平均達到8?6%，也有一定的貢?獻率，但十分小，而的影響幾乎?可以忽略；長期下，自身

45、的貢獻率?也保持在60?%左右。因此，經(jīng)濟增長率的?波動基本上由?其自身決定。 而物價上漲率?的波動也與經(jīng)?濟增長率的波?動密切相關。從短期來看，經(jīng)濟增長率的?波動對沖擊的?貢獻平均88?%，長期下解釋度?也始終在70?%以上，而其自身和沖?擊解釋的程度?相對很小。 表3.5 與的誤差分解? 時間 的方差分解 的方差分解 1 12.71720 87.28280 0.00000 0.16455 75.85713 23.97832 2 10.85323 88.93284 0.21393 0.89307 89.39910 9.70783

46、 3 18.11288 81.27465 0.61247 1.25150 92.53832 6.21018 4 28.16514 71.43553 0.39933 6.77161 89.35714 3.87125 5 32.93392 66.83744 0.22864 17.00676 80.91330 2.07994 6 35.80168 63.98072 0.21761 21.24485 77.01335 1.74180 7 38.03560 61.77688 0.18752 24.09728 74.23372 1.669

47、00 8 39.60366 60.23935 0.15698 25.94001 72.52772 1.53226 9 40.71855 59.10746 0.17398 27.14701 71.47860 1.37439 10 41.34643 58.42909 0.22447 27.87622 70.85347 1.27031 11 41.48575 58.25839 0.25586 28.05234 70.75183 1.19583 12 41.31722 58.42584 0.25693 27.81411 71.0571

48、7 1.12871 13 41.04430 58.71480 0.24089 27.39340 71.53511 1.07149 14 40.87713 58.90290 0.21997 27.07714 71.90253 1.02033 15 40.94565 58.85409 0.20026 27.06435 71.96291 0.97274 由上述方差分?解結果，本文得到結論?：無論是從短期?還是長期來，經(jīng)濟增長率和?物價上漲率的?波動均主要由?產(chǎn)出增長率的?波動決定，與貨幣供應量?的擴張關系不?大。 4.實證結論與政?策建議 4.

49、1實證結論 本文以198?4—2009年的?年度時間序列?數(shù)據(jù)為基礎，運用計量經(jīng)濟?學方法分析了?我國貨幣供應?量與經(jīng)濟增長?、物價水平之間?的相互關系，得到以下重要?結論： 1．我國的貨幣供?應量增長率和?經(jīng)濟增長率、價格上漲率之?間存在長期均?衡關系。正是這種協(xié)整?關系，使得長期內貨?幣供應量增長?率、經(jīng)濟增長率和?價格上漲率都?能夠通過修正?機制回歸正常?水平。由協(xié)整方程中?因變量經(jīng)濟增?長率和貨幣供?應量增長率的?彈性系數(shù)均為?負值可知，我國的物價上?漲率與經(jīng)濟增?長率、貨幣供應量增?長率之間存在?反向的作用關?系；且貨幣供應量?增長率的彈性?絕對值為0.696204?，大于經(jīng)濟增

50、長?率的彈性絕對?值，說明廣義貨幣?供應量增長率?對物價上漲率?的影響占主導?地位。通過標準化的?協(xié)整向量，發(fā)現(xiàn)我國貨幣?供應量增長率?每增長1%，經(jīng)濟增長率將?下降0.707%，而物價上漲率?則減少了0.994%。正如Frie?dman假說?，我國廣義貨幣?供應量的增長?所帶來的效應?只有一部分反?映在經(jīng)濟增長?上，最終基本都反?映在物價水平?上，這也決定了我?國實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)?定增長的目標?必須建立在保?持物價穩(wěn)定的?基礎上。 2．我國貨幣供應?量增長率與經(jīng)?濟增長率之間?存在雙向因果?關系，且經(jīng)濟增長率?與物價上漲率?之間也存在雙?向因果關系。貨幣供應量增?長率與經(jīng)濟增?長率相互影響?，相

51、互制約。我國貨幣供給?的這種內生性?使得宏觀調控?效果減弱，給中央銀行制?定貨幣政策帶?來了巨大的挑?戰(zhàn)。同時，經(jīng)濟的迅速增?長會導致物價?顯著上漲，而物價上漲率?的變動又會反?作用于經(jīng)濟增?長，阻礙我國經(jīng)濟?的發(fā)展。因此，尋找經(jīng)濟與物?價的均衡點，使得我國經(jīng)濟?在低通脹的基?礎上穩(wěn)步增長?已成為政府部?門和金融界長?期研究的難題?。 3．我國經(jīng)濟增長?的短期變動對?長期均衡的偏?離反應較靈敏?，長期內，經(jīng)濟增長率的?波動主要受其?自身的影響。從短期來看，我國經(jīng)濟增長?率變化的誤差?修正模型中，修正項系數(shù)為?-0.489167?，符合反向修正?機制。當經(jīng)濟增長率?的變化受到貨?幣供應量增長?

52、率和物價上漲?率變動的沖擊?時，將以4.89%的速度對下一?年的經(jīng)濟增長?率的變化幅度?產(chǎn)生影響，最終達到均衡?狀態(tài)。而上一期的貨?幣供應量增長?率變化對經(jīng)濟?增長率變化的?彈性為0.666857?，說明貨幣供應?量促進經(jīng)濟增?長，我國存在“托賓效應”，貨幣供給非中?性。從長期來看， 經(jīng)濟增長率自?身對沖擊的解?釋度平均達到?60%左右，而貨幣供應量?增長率的影響?很小，并不十分顯著?。因此，長期來看，我國貨幣供給?呈中性。 4．我國物價上漲?率的波動，無論是短期還?是長期，均主要取決于?經(jīng)濟增長率的?波動。經(jīng)濟增長率的?大幅提高使得?物價猛增，但由于通貨膨?脹對經(jīng)濟增長?的阻礙作用，使得

53、經(jīng)濟增長?效用減弱，從而物價上漲?速度減緩。因此，我國政府必須?權衡各方面因?素，制定有效的貨?幣政策，以實現(xiàn)“價格穩(wěn)定，經(jīng)濟持續(xù)、均衡增長”的目標。 4.2政策建議 鑒于計量實證?分析，本文就完善我?國貨幣政策及?其傳導機制的?有關渠道提出?一些政策建議?。 1．適時調整貨幣?政策，保證其實施的?有效性。從短期來看，我國貨幣供給?非中性，采取宏觀調控?貨幣政策是合?適、有效的。但是，長期內，我國貨幣政策?呈中性，倘若仍然試圖?通過貨幣擴張?政策來實現(xiàn)我?國經(jīng)濟的長期?持續(xù)增長將十?分困難。貨幣政策作為?宏觀調控手段?主要為經(jīng)濟增?長提供穩(wěn)定的?物價水平。 2．加強對幣供應?量的控制，

54、逐步加息，抑制通貨膨脹?。目前，我國政府實施?了適度寬松的?貨幣政策以促?進經(jīng)濟增長。然而，近兩年，眾多房地產(chǎn)投?資者通過銀行?貸款購買多套?住房賺取差價?，嚴重影響了我?國房地產(chǎn)市場?的發(fā)展，甚至威脅到我?國經(jīng)濟的總體?發(fā)展。于是，中央銀行采取?提高利率的措?施以減少貨幣?供應量，雖然一定程度?上抑制了炒房?者的投機動機?，但相比較經(jīng)濟?發(fā)展趨勢，加息幅度仍然?較小，過量的貨幣供?給導致物價持?續(xù)上升。為此，我國中央政府?仍需逐步加息?，加大投資者的?投資成本，避免惡性通貨?膨脹。 3．注重穩(wěn)定物價?水平，保證經(jīng)濟持續(xù)?增長。經(jīng)濟增長是在?充分就業(yè)、物價穩(wěn)定的基?礎上實現(xiàn)的。我國需在發(fā)展?

55、經(jīng)濟的同時控?制物價水平，以免發(fā)生惡性?通貨膨脹。通貨膨脹可能?是由貨幣現(xiàn)象?、需求拉動、成本推動、結構性問題等?諸多因素引起?的。其中，貨幣現(xiàn)象是最?基本的因素。擴張的貨幣政?策促進我國經(jīng)?濟增長，但貨幣供應量?的過度增加，刺激了通貨膨?脹。物價的持續(xù)上?漲甚至導致國?民對政府宏觀?調控的質疑，引發(fā)群眾的恐?慌與社會的爭?論。因此，政府必須全面?分析，清楚了解通貨?膨脹的主要原?因，權衡各經(jīng)濟變?量利益關系，采取相應的有?效措施來抑制?通脹，逐步實現(xiàn)“低通脹，穩(wěn)增長”的目標。 4．完善貨幣傳導?機制，加強貨幣市場?基礎建設。我國貨幣政策?的傳導渠道有?了一定的進步?，但由于宏觀調?控建設尚

56、不完?善，貨幣政策的實?施效果并不十?分理想。政府必須提高?利率市場化程?度，將利率引入貨?幣政策的操作?目標，并且加強貨幣?市場的基礎建?設，吸引更多的企?業(yè)參與其中，使得產(chǎn)品市場?、貨幣市場和資?本市場有機結?合起來。完善貨幣傳導?機制，可以有效地促?進中央銀行靈?活地進行公開?市場業(yè)務操作?實施宏觀調控?。 5．加強貨幣政策?與財政政策的?有效配合。通貨膨脹時采?取緊縮的貨幣?政策效果比較?顯著，然而，經(jīng)濟衰退時，擴張的貨幣政?策效果并不明?顯。此時，需要通過財政?政策來彌補貨?幣政策的缺陷?，促進經(jīng)濟增長?。同時，貨幣政策外部?時滯的局限性?也需要財政政?策的積極配合?，才能充分發(fā)揮

57、?作用。因此，合理、有效地搭配使?用貨幣政策與?財政政策，對我國經(jīng)濟增?長起著重要作?用。 參考文獻 ［1］趙彥云．金融統(tǒng)計分析?[M]．北京：中國金融濟出?版社，2000，45-57． ［2］諶帥．我國貨幣供應?量與經(jīng)濟增長?和物價水平的?關系研究[D]．河北：河北大學，2010． ［3］顧建平，陳瑛．宏觀經(jīng)濟學[M]．第二版．北京：中國財政經(jīng)濟?出版社，2007，83-153． ［4］黃先開，鄧述慧．貨幣政策中性?與非對稱性的?實證研究[N]．管理科學學報?，2000.6. ［5］曾令華．“貨幣短期非中?性”的政策意義與?實證分析[J]．金融研究，2000，期號（9）：13-

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62、 100.0000 4.6052 4440.0000 100.0000 4.6052 1985 9040.7366 124.8074 4.8268 131.1000 102.8235 4.6330 5198.0000 117.0721 4.7628 1986 10274.3792 141.8378 4.9547 139.5000 109.4118 4.6951 6720.0000 151.3514 5.0196 1987 12050.6151 166.3588 5.1141 149

63、.7000 117.4118 4.7657 8330.0000 187.6126 5.2344 1988 15036.8230 207.5834 5.3355 177.9000 139.5294 4.9383 10099.0000 227.4550 5.4270 1989 17000.9191 234.6977 5.4583 209.9000 164.6275 5.1037 11949.0000 269.1216 5.5952 1990 18718.3224 258.4065 5.55

64、45 216.4000 169.7255 5.1342 15293.4000 344.4459 5.8419 1991 21826.1994 301.3107 5.7081 223.8000 175.5294 5.1678 19349.9000 435.8086 6.0772 1992 26937.2765 371.8691 5.9185 238.1000 186.7451 5.2297 25402.2000 572.1216 6.3494 1993 35260.0247 486.76

65、47 6.1878 273.1000 214.1961 5.3669 34879.8000 785.5811 6.6664 1994 48108.4564 664.1373 6.4985 339.0000 265.8824 5.5831 46923.5000 1056.8356 6.9630 1995 59810.5292 825.6844 6.7162 396.9000 311.2941 5.7407 60750.5000 1368.2545 7.2213 1996 70142.49

66、17 968.3172 6.8756 429.9000 337.1765 5.8206 76094.9000 1713.8491 7.4465 1997 78060.8350 1077.6299 6.9825 441.9000 346.5882 5.8481 90995.3000 2049.4437 7.6253 1998 83024.2798 1146.1503 7.0442 438.4000 343.8431 5.8402 104498?.5000 2353.5698 7.7637 1999 88479.1548 1221.4548 7.1078 432.2000 338.9804 5.8259 119897?.9000 2700.4032 7.9012 2000 98000.4543 1352.8964 7.2100 434.0000 340.3922 5.8301 134610?.3000 3031