我国实体经济条件下商品流通与货币流通之间宏观数量关系的实证分析

一、 引言

(一)文献综述

我们在中国期刊全文数据库即中国知网上，以商品流通并且包含货币流通作为主题词进行了检索，共得到372条检索结果，其中：专门讨论商品流通问题的文献为5篇，占比为1.34%；专门讨论货币流通问题的文献为336篇，占比为90.33%；专门讨论商品流通与货币流通间关系的文献为31篇，占比为8.33%，定性讨论的文献为24篇，占比为6.45%，定量讨论的文献为7篇，占比为1.88%，而在定性讨论的24篇文献中专门介绍马克思《资本论》中的商品流通与货币流通关系的文献为9篇，占比为2.42%，另外15篇(占比为4.03%)是专门解释或者结合实际问题讨论商品流通与货币流通间关系的文献，在这15篇中又有6篇文献是建国后到改革开放前这段时间发表的。可见，迄今为止，在我国学术理论界专门讨论商品流通与货币流通间关系的文献并不多见，只有22篇，其中，有15篇文献侧重于定性分析，它们认为商品流通与货币流通的关系是相互让渡关系、互相牵动关系、对应反馈关系[1]，商品流通与货币流通之间既有静态关系又有动态关系[2]，等等；有7篇文献则侧重于定量分析，其中，宋光辉、柴曼莹[3]从理论上推导出了几个公式，试图寻求需求膨胀与货币流通速度、商品流通速度之间的数量关系，但该文对本文的参考作用不大，因为没有实际操作性；龙玮娟[4]认为，通过将1965年的货币流通量作为正常的货币流通量，再通过物价指数的比值来计算出报告期需要的货币流通量。这种方法在建国后到改革开放前商品价格基本不变、商品流通环节和渠道基本不变、商业管理体制基本不变、存款和贷款或拨款管理体制基本不变、基建管理体制、银行管理体制和外贸管理体制等都基本不变的经济环境很稳定的这段时间里，或许还有效，但在价格市场化、流通环节和渠道巨变、投融资管理体制与金融管理体制等经济管理体制均发生翻天覆地变化的今天，显然是不合适的，即使在该文发表的1985年也不合理，因为当年上述的这些经济管理体制已经开始发生变化。刘志强[5]认为，1∶8即货币流通量：社会消费品零售额的经验数据不能作为货币流通量是否正常的标志，因为该比例只考虑了生活资料商品流通所需要的现金流通量，范围较窄；该文与本文的分析思路大致上是一致的，尽管该文对马克思的货币流通量规律和公式有一些误解，但本文将把商品流通中的“商品”从生活资料扩展到包括生活资料、生产资料和服务等在内的所有用于交换的产品上来，把货币流通中的“货币”从现金扩展为包括现金、活期存款、定期存款等在内的广义货币上来。其余4篇均是笔者本人的拙作。其中3篇在分析工具上有一定缺陷，因为只采用了简单的回归分析；而第4篇[6]在分析工具上则有了较大的改进：在进行回归分析之前，首先进行数据的单位根检验，然后再决定是否有必要进行回归分析，最后还进行了格兰杰因果关系检验，目的就是为了确认商品流通与货币流通之间是否真的存在数量因果关系。

由此可见，上述专门研究商品流通与货币流通之间关系的文献，其分析的基本框架就是马克思关于商品流通与货币流通的基本理论。众所周知，马克思曾经阐述过一个基本事实：即在任何一个国家或地区的经济系统中，商品流通与货币流通这二者之间一般存在着某种客观的比例关系，这种数量关系在通常情况下往往是透过货币流通量或与之相关的公式表现出来的。虽然马克思并未明确指出，商品流通与货币流通之间的这种比例关系是固定不变的，或者是变化调整的；但是，我们认为，马克思所论述的商品流通与货币流通之间的这种数量关系肯定不是一成不变的，它将随着经济条件和经济环境的变化而自动地不断调整改变着。即使如此，商品流通与货币流通之间的某种比例关系或某种数量关系本身，也会一直客观地存在着，它不会随着经济条件和经济环境的巨变而消失——我国的经济体制改革和经济实践就充分证明了这一点。也就是说，变化调整的是二者间的数量或比例的大小，不变的则是二者间的这种数量或比例关系本身，它会一直存在下去，直到商品经济或市场经济消亡的那一天为止。当然，我们曾经利用这个基本道理来探究、验证过美英日等发达国家的情况[6]，得到的结论证明，这三国的商品流通与货币流通之间的确存在某种内在的比例关系。但是，我们并未对中国的具体情况进行验证，那么，作为全球最大的发展中国家的中国，这二者之间是不是也保持着某种客观的内在的比例关系呢？这就需要我们用下面的实证研究来回答这个问题。

(二) 选择指标及其说明

我们在本文中选取了我国社会商品销售总额、国内生产总值、货币供应量(M0、M1、M2)、年末金融机构各项贷款余额和它们的增长率一共十二个指标，来作下面的实证分析。

关于指标选择的说明：

第一，统计指标的含义。社会商品销售总额包括社会消费品零售总额、生产资料销售总额、部分服务产品销售额与1992年以来的商品房销售额这四者之和，它比只用社会消费品零售总额这个指标来衡量商品流通的规模要更全面一些；此处的国内生产总值是指采用生产法计算得到的数据，它基本上能反映宏观的商品流通规模。

以一种含半乳甘露聚糖的天然植物胶为原料，在强碱条件下，采用活性物质对其进行醚化(见式(1)与式(2))，然后再加入一种低黏疏水性物质，充分搅拌，使改性后的植物胶表面通过物理黏附一定量的疏水性物质，最终得到一种黏稠状(黏度60～90 mPa·s)的复合改性植物胶作为胶塞稠化剂。该稠化剂在常温下的水溶性较差，分散性好，但随着温度的升高，水溶性急剧增大。

第二，用这些指标来反映商品流通和货币流通的实际状况有一些局限。如本文没有选择描述我国商品流通主体即商业机构、商业网点及从业人员情况的指标，因为这些指标的统计口径在我国多年以来差别较大，数据又不完整，并且没有连续性。同时，也没有反映直接融资状况的指标。

调整后的R2=0.11297 F=8.132015 P值= 0.006114

第三，统计数据在有些年份不完全一致。例如在《中国统计年鉴》、《中国市场统计年鉴》和《中国金融年鉴》里1952年至2000年的现金数据就有较大出入，并不完全一致。这在某种程度上可能会影响实证分析的精准性。

二、 我国实体经济条件下商品流通与货币流通间关系的实证分析

(一) 社会商品销售总额与货币供应量M0、M1、M2的关系

调整后的R2=0.988843 F=5052.761 P值= 1.4E-56

1952～2009： SHX=-6563.44+8.654207M0

(2.1)

t=(-2.01239) (29.49549)

调整后的R2=0.938444 F=869.9839 P值= 8.38E-36

1952～2009： SHX=-1163.04+1.801482M1

(2.2)

t=(-0.76473) (62.67467)

首先，文化主体需求的变化。格尔茨在其《文化的解释》指出：事物的文化意义与当时社会中的文化主体所需要的文化意义不和谐或者紧张时，事物的文化变迁就会朝着有利于文化主体思维模式和行为模式的方向发展，当然这也是文化变迁的逻辑起点和根本动因。壮拳文化作为基于稻作文明的身体文化，在实用理性中其本质更多凸显为功能性装备。因此，桂西壮拳文化在源发期的武装战力、宗教信仰中的宣泄手段以及生活日常中的教育资本等呈现都在表明壮拳文化是在满足族群的需求中得以逶迤前行。

调整后的R2=0.985693 F=3928.115 P值=1.48E-53

方程(2.1)～ (2.2)都通过了1%水平下的整体显著性检验，而且现金M0、狭义货币M1前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再检验其协整性，检验结果表明，这两个方程全部都是协整的，这就意味着这些方程是可靠的，没有伪回归方面的问题。亦即有证据表明，在1952～2009年间，我国SHX与M0、M1之间有数量关系：M0、M1每增加1亿元，SHX将分别增加8.654亿元、1.801亿元。为了从统计上确认SHX与M0、M1、M2之间有没有因果关系，则需要对它们进行格兰杰因果关系检验来分别予以确认。先对SHX与M0在1952～2009年间的数据进行格兰杰因果关系检验，检验结果说明，当显著性水平为5%时，可得到拒绝“SHX does not Granger Cause M0”的结论；当滞后阶数继续增加时，该结论依然成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，由此得到的判断结果是，社会商品销售总额SHX是现金M0的格兰杰原因，现金M0又是社会商品销售总额SHX的格兰杰原因。亦即有证据表明，在1952～2009年间，我国社会商品销售总额SHX与现金M0之间存在双向线性因果关系：社会商品销售总额SHX每增加1亿元，必定引起现金M0相应增加1/8.654=0.116亿元；现金M0每增加1亿元，必定引起社会商品销售总额SHX相应增加8.654亿元。可见，现金M0对社会商品销售总额SHX变动的影响呈放大效应，而社会商品销售总额SHX对现金M0变动的影响则呈收缩效应。对1952～2009年间的社会商品销售总额SHX与狭义货币M1进行格兰杰因果关系检验，从检验结果可发现，当显著性水平为5%时，可得到拒绝“SHX does not Granger Cause M1”的结论，也得到拒绝“M1does not Granger Cause SHX”的结论；当滞后阶数不断增加时，这两个结论一直成立，这样，我们得到的判断结果是，社会商品销售总额SHX是狭义货币M1的格兰杰原因，狭义货币M1又是社会商品销售总额SHX的格兰杰原因。因此，有证据表明，在1952～2009年间，我国社会商品销售总额SHX与狭义货币M1之间也存在双向的线性因果关系：狭义货币M1每增加1亿元，必定引起社会商品销售总额SHX相应增加1.801亿元；社会商品销售总额SHX每增加1亿元，必将导致狭义货币M1相应增加1/1.801=0.555亿元。看来，狭义货币M1对社会商品销售总额SHX变动的影响呈放大效应，而社会商品销售总额SHX对狭义货币M1变动的影响则呈明显的收缩效应。

最后，对1952～2009年间的SHX与M2进行格兰杰因果关系检验。检验结果表明，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“SHX does not Granger Cause M2”的结论；当滞后阶数继续增加时，这个结论一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，我们由此得到的判断结果是，社会商品销售总额SHX是广义货币M2的格兰杰原因，广义货币M2又是社会商品销售总额SHX的格兰杰原因。也就是说有证据表明，在1952～2009年间，我国社会商品销售总额SHX与广义货币M2之间也有双向非线性因果关系。

传统产业是与现代产业相对的、在发达国家处于缓慢发展甚至衰退的产业，主要包括农业，制造业中的服装、鞋帽、玩具、钢铁、造船以及商业等产业.虽然传统产业在发达国家趋于衰退，但在发展中国家的产业结构体系中占有重要地位，有的甚至是发展中国家的支柱产业.一段时期以来，我国一些地区，主要位于长江三角洲、珠江三角洲等东部、东南沿海地区，凭借传统产业的发展获得了经济实力的快速提升，成为我国的经济发达地区.

至此，得到的基本判断是：在1952～2009年间，我国社会商品销售总额SHX与完全纸币M0、M1、M2之间有双向因果关系。因此，可以这样说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模的社会商品销售总额，与某种程度上代表着我国货币流通总规模的完全纸币供应量之间，在实际中确实存在一定的数量因果关系。

(二) 社会商品销售总额增长率与货币供应量M0、M1、M2的增长率的关系

最后对社会商品销售总额增长率SHX′与广义货币增长率M2′在1953～2009年间的数据进行格兰杰因果关系检验，从检验结果可以看出，当显著性水平为5%时，难以拒绝“SHX′does not Granger CauseM2′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，我们得到的判断结果是：社会商品销售总额增长率SHX′不是广义货币增长率M2′的格兰杰原因，广义货币增长率M2′也不是社会商品销售总额增长率SHX′的格兰杰原因。这也就是说，没有证据表明，在1953～2009年间，我国社会商品销售总额增长率SHX′与广义货币增长率M2′之间存在因果关系。而社会商品销售总额增长率SHX′与广义货币增长率M2′之间的数量关系，完全是由除社会商品销售总额增长率SHX′与广义货币增长率M2′之外的其他因素的变动间接引起的，并与社会商品销售总额增长率SHX′、广义货币增长率M2′的变动无关。

1953～2009： SHX′=9.702717+0.334804M0′

(2.3)

至此，我们可以得到的基本判断是：在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′之间没有因果关系，但与广义货币增长率M2′之间有线性因果关系。可见，综合起来看，这四个统计指标之间基本上没有因果关系。因此，可以说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的国内生产总值增长率GDP′，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′之间，在实际中确实不存在数量因果关系。

调整后的R2=0.096217 F=6.961766 P值= 0.010809

1953～2009： SHX′=6.965831+0.483132M1′

(2.4)

t=(2.429921) (3.300817)

调整后的R2=0.150168 F=10.89539 P值= 0.001697

1953～2009： SHX′= 5.342293+0.54671 M2′

(2.5)

′t=(1.938432) (4.155271)

调整后的R2=0.225088 F=17.26628 P值= 0.000114

方程(2.3)～(2.5)和三个变量M0′、M1′、M2′前面的系数也都通过了5%水平下的显著性检验。这也就是说，有证据表明，在1953～2009年间，我国社会商品销售总额增长率SHX′与现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′之间存在数量关系：现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′每增加1%，社会商品销售总额增长率SHX′将分别增加0.335%、0.483%、0.547%。至于这四个指标之间在统计上有没有因果关系存在，这就需要我们对它们分别进行格兰杰因果关系检验。先对1953～2009年间的社会商品销售总额增长率SHX′与现金增长率M0′进行格兰杰因果关系检验。检验结果表明，当显著性水平为5%时，可得到拒绝“SHX′does not Granger Cause M0′”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论不成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，因此，我们得到的判断结果是，社会商品销售总额增长率SHX′不是现金增长率M0′的格兰杰原因，但现金增长率M0′是社会商品销售总额增长率SHX′的格兰杰原因。亦即在1953～2009年间，我国社会商品销售总额增长率SHX′与现金增长率M0′之间有单向的线性因果关系：现金增长率M0′每增加1%，必将引起社会商品销售总额增长率SHX′相应增加0.335%，而不是相反。

接着对1953～2009年间的社会商品销售总额增长率SHX′与狭义货币增长率M1′进行格兰杰因果关系检验，从检验结果可以看出，当显著性水平为5%时，难以拒绝“SHX′does not Granger Cause M1′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，由此一来，得到的判断结果是，社会商品销售总额增长率SHX′不是狭义货币增长率M1′的格兰杰原因，但狭义货币增长率M1′则是社会商品销售总额增长率SHX′的格兰杰原因。亦即在1953～2009年间，我国社会商品销售总额增长率SHX′与狭义货币增长率M1′之间有单向的线性因果关系：狭义货币增长率M1′每增加1%，必将导致社会商品销售总额增长率SHX′相应增加0.483%，而不是相反。

根据《中国市场统计年鉴》1990～2004[7-21]、《中国贸易外经统计年鉴》2006～2010[22-26]和《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]在2.1中的相关数据资料，先对社会商品销售总额增长率SHX′与完全纸币增长率M0′、M1′、M2′进行单位根检验，然后根据检验结果来决定是否直接进行线性回归。经检验，在1953～2009年间，SHX′、M0′、M1′、M2′是平稳的，可对它们直接进行回归分析，结果如下：

至此，得到的基本判断是：在1953～2009年间，我国社会商品销售总额增长率SHX′与现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′之间有单向线性因果关系，但与广义货币增长率M2′之间没有因果关系。可见，社会商品销售总额增长率SHX′与现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′之间在多数情况下是存在因果关系的。综合来看，实际中这四个变量之间确实存在着某种数量比例关系。因此，在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的社会商品销售总额增长率，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的完全纸币供应量增长率之间，在经济系统的实际运行中的确有一定的因果关系。

(三)国内生产总值GDP与货币供应量M0、M1、M2的关系

根据《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]、《中国统计年鉴2010》[32]和《中国统计年鉴2000》[33]中的相关数据，先对GDP与M0、M1、M2在1952～2009年间的统计数据进行单位根检验。由于前面已检验过M0、M1、M2的单位根，因而，这里只需检验GDP的单位根即可。检验结果表明，1952～2009年间的GDP是二阶单整的，因而，可对GDP与M0、M1在1952～2009年间的统计数据，直接进行线性回归，得到如下方程：

1952～2009： GDP=-1871.47+8.251497M0

在这社会动荡时期，陶渊明去践行了他的“平生之志”，十三年间先后五次做官。十三年，不管他所任官职大小，还是几仕几处，都是他为实现“大济苍生”的理想抱负而不断尝试、不断失望终至绝望的行动体现。所以，陶渊明并不是没有出仕的志向，而是混乱的现实让他没有实现志向的机会，所以他最后一次为官，做了80多天的彭泽县令，以“寻程氏妹丧于武昌，情在骏奔，自免去职”的理由，在序言中写道：“尝从人事，皆口腹自役。于是怅然慷慨，深愧平生之志。”在这样的遗憾中结束了他的“兼济天下”的“平生之志”，留下的是不能有所作为的深深的惭愧。所以，东晋这一动荡的时代，造就了陶渊明的“平生之志”，也用现实毁灭了他的“平生之志”。

(2.6)

t=(-1.25274) (61.39841)

调整后的R2=0.985101 F=3769.765 P值= 4.59E-53

1952～2009： GDP=4202.344+1.679855M1

(2.7)

t=(3.360764) (71.08278)

根据《中国市场统计年鉴》1990～2004[7-21]、《中国贸易外经统计年鉴》2006～2010[22-26]和《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]年间的相关数据，对社会商品销售总额SHX、完全纸币M0、M1、M2在1952～2009年间的绝对额数据，首先检验其单位根，然后再根据检验得到的结果来做出决定是否进行回归分析。如检验结果表明：这四个变量的数据是平稳的，则可对它们直接进行线性回归；若数据是不平稳的，但只要它们是同阶单整的，仍然可进行线性回归，不过，最后必须对得到的回归方程进行协整检验。如果是协整的，那么，该回归方程就是有效的，不存在伪回归问题。下面就对这四个变量进行单位根检验，结果表明，SHX、M0、M1是二阶单整的，M2是五阶单整的。由于这四个变量不是同阶单整的，因而不能直接对它们进行线性回归，但可对SHX、M0、M1直接进行线性回归，得到如下方程：

方程(2.6)～ (2.7)均通过了1%水平下的整体显著性检验，而且现金M0、狭义货币M1前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。再检验其协整性，结果表明，它们一致通过了5%显著性水平下的临界值检验。这就说明这两个方程是协整的，也就是说它们是可靠的，没有伪回归问题。同时也就意味着，有证据表明：在1952～2009年间，国内生产总值GDP与现金M0、狭义货币M1之间存在着数量关系：现金M0、狭义货币M1每增加1亿元，国内生产总值GDP将分别增加8.251亿元、1.680亿元。为了能够从统计上确认这三个变量之间在这段时间内是否有因果关系，那就需要对它们分别进行格兰杰因果关系检验。先对1952～2009年间的国内生产总值GDP与现金M0的数据进行格兰杰因果关系检验。从检验结果可以看出，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“GDP does not Granger Cause M0”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性。我们因此得到的判断结果是，国内生产总值GDP是现金M0的格兰杰原因，现金M0也是国内生产总值GDP的格兰杰原因。这就意味着，有证据表明，在1952～2009年间，国内生产总值GDP与现金M0之间存在着一定的双向的线性因果关系：现金M0每增加1亿元，必将引起国内生产总值GDP相应增加8.251亿元；而国内生产总值GDP每增加1亿元，也必将导致现金M0相应增加1/8.251=0.121亿元。可见，现金M0对国内生产总值GDP变动的影响呈八倍的放大效应，而国内生产总值GDP对现金M0变动的影响则呈十分明显的收缩效应。

然后对1952～2009年间的国内生产总值GDP与狭义货币M1进行格兰杰因果关系检验。检验结果清晰地表明，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“GDP does not Granger Cause M1”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论依然成立，且滞后16阶的检验模型没有1阶自相关性。所以，我们得到的判断结果是，国内生产总值GDP是狭义货币M1的格兰杰原因，狭义货币M1也是国内生产总值GDP的格兰杰原因。亦即在1952～2009年间，国内生产总值GDP与狭义货币M1之间也有双向的线性因果关系：狭义货币M1每增加1亿元，必将引起国内生产总值GDP相应增加1.680亿元；而国内生产总值GDP每增加1亿元，也必将导致狭义货币M1相应增加1/1.680=0.595亿元。再对1952～2009年间国内生产总值GDP与广义货币M2的数据进行格兰杰因果关系检验。从检验结果可以清楚地发现，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“GDP does not Granger Cause M2”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样一来，我们得到的判断结果是，国内生产总值GDP是广义货币M2的格兰杰原因，广义货币M2也是国内生产总值GDP的格兰杰原因。这就是说，有证据表明，在1952～2009年间，国内生产总值GDP与广义货币M2之间保持着双向的非线性因果关系。

至此，我们得到的基本判断是：在1952～2009年间，国内生产总值GDP与完全纸币即现金M0、狭义货币M1、广义货币M2之间存在着一定的双向因果关系。所以，可以这样说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模的国内生产总值GDP，与某种程度上代表着我国货币流通总规模的货币供应量之间，在经济系统的实际运行中的确存在着数量因果关系。

(四) 国内生产总值增长率GDP?与货币供应量增长率M0′、M1′、M2′的关系

根据《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]、《中国统计年鉴2010》[32]和《中国统计年鉴2000》[33]在2.3中的相关数据，先对GDP′与M0′、M1′、M2′在1953～2009年间的数据进行单位根检验。由于前面对M0′、M1′、M2′的单位根进行了检验并得到了检验结果，所以，这里只需要检验GDP′的单位根即可。检验结果清楚地表明，1953～2009年间的GDP′是平稳的。因而，可对1953～2009年间的GDP′与M0′、M1′、M2′直接进行线性回归分析，得到以下方程：

1953～2009： GDP′=8.536508+0.234346M0′

(2.8)

t=(5.168977) (2.851669)

一是部分报账人员不熟悉财务报销业务处理流程，容易出现业务分类错误；报销总量庞大，报账排队的等待时间过长，甚至部分报账人员在在经历各部门签批手续后，仍无法在财务部门完成报账，因此，问题和意见集中在财务部门爆发。

1953～2009： GDP′=6.543212+0.343131M1′

(2.9)

t=(3.555646) (3.65194)

调整后的R2=0.180528 F=13.33666 P值= 0.000581

1953～2009： GDP′=5.243821+0.397M2′

(2.10)

t=(3.023717) (4.795151)

调整后的R2=0.281991 F=22.99348 P值= 1.28E-05

农业龙头企业投入大、回报率较低、资金周转周期长，同时，因工商资本进入农业较为谨慎，农业贷款门槛不断升高。久而久之，资金不足导致大多数农业龙头企业规模小、生产能力小、带动能力弱，尤其是农产品加工型农业龙头企业发展缓慢，一、二、三产业的融合状况不尽人意。

方程(2.8)～( 2.10)均通过了1%水平下的整体显著性检验，并且现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′前面的系数也都通过了1%水平下的显著性检验。亦即有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′之间有数量关系：现金增长率M0′、狭义货币增长率M1′、广义货币增长率M2′每增加1%，国内生产总值增长率GDP′将分别增加0.234%、0.343%、0.397%。为了确认它们间的线性关系是否是因果关系，需要进行格兰杰因果关系检验。对1953～2009年间的国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′进行格兰杰因果关系检验。从检验结果可以发现，当显著性水平为5%时，难以拒绝“GDP′does not Granger Cause M0′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，于是，我们得到的判断结果是，国内生产总值增长率GDP′不是现金增长率M0′的格兰杰原因，现金增长率M0′也不是国内生产总值增长率GDP′的格兰杰原因。这也就意味着，没有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′之间有因果关系。而上述方程中的国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′之间的数量关系，应该完全是由除国内生产总值增长率GDP′与现金增长率M0′之外的其他因素的变动间接导致的。对1953～2009年间的国内生产总值增长率GDP′与狭义货币增长率M1′进行格兰杰因果关系检验。检验结果清楚地表明，当显著性水平为5%时，难以拒绝“GDP′does not Granger Cause M1′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，因此，我们得到的判断结果就是，国内生产总值增长率GDP′不是狭义货币增长率M1′的格兰杰原因，狭义货币增长率M1′也不是国内生产总值增长率GDP′的格兰杰原因。亦即没有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与狭义货币增长率M1′之间有因果关系。而国内生产总值增长率GDP′与狭义货币增长率M1′间的数量关系，应该完全是由除国内生产总值增长率GDP′与狭义货币增长率M1′之外的其他因素的变动较为间接地形成的。对1953～2009年间的国内生产总值增长率GDP′与广义货币增长率M2′进行格兰杰因果关系检验。清晰的检验结果表明，当显著性水平为5%时，很难拒绝“GDP′does not Granger Cause M2′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样一来，我们得到的判断结果就是，国内生产总值增长率GDP′不是广义货币增长率M2′的格兰杰原因，但广义货币增长率M2′是国内生产总值增长率GDP′的格兰杰原因。这就是说有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与广义货币增长率M2′之间保持着单向的线性因果关系：广义货币增长率M2′每增加1%，必将引起国内生产总值增长率GDP′相应增加0.397%。可见，广义货币增长率M2′对国内生产总值增长率GDP′变动的影响呈现出较为明显的收缩效应。

生产中，反应器操作压力高达1500公斤。在这样的超高压力下，却只允许有正负20公斤压力波动。当班期间，检测反应器压力的仪表，稍有波动，都会令董松江的神经紧绷，十几平方米的控制室成了他永不言弃的阵地。

分别计算安装角度α=12°, 18°两种涡流发生器的流场, 图4给出两种安装角度时附面层速度分布与空风洞情况对比, 表2给出附面层厚度对比, 表中Δ表示安装涡流发生器后附面层厚度的减小量, 以附面层厚度的百分比形式给出.

t=(3.804923) (2.638516)

(五) 社会商品销售总额与年末金融机构各项贷款余额的关系

根据《中国市场统计年鉴》1990～2004[7-21]、《中国贸易外经统计年鉴》2006～2010[22-26]和《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]年间在2.1中的相关数据，先对社会商品销售总额SHX与年末金融机构各项贷款余额DKY进行单位根检验，然后再决定是否进行回归分析。由于前面已检验过社会商品销售总额SHX的单位根，因而，此处只需检验年末金融机构各项贷款余额DKY的单位根即可。经检验，年末金融机构各项贷款余额DKY在1952～2009年间的单位根，属于3阶单整。因此，不能对1952～2009年间的社会商品销售总额SHX与年末金融机构各项贷款余额DKY进行回归分析。为了搞清楚社会商品销售总额SHX与年末金融机构各项贷款余额DKY之间是否存在统计上的数量因果关系，这就要求我们对这两个指标必须进行格兰杰因果关系检验。检验结果清楚地表明，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“SHX does not Granger Cause DKY”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，我们由此得到的判断结果就是，社会商品销售总额SHX是年末金融机构各项贷款余额DKY的格兰杰原因，年末金融机构各项贷款余额DKY也是社会商品销售总额SHX的格兰杰原因。这也就是说，有证据表明，在1952～2009年间，社会商品销售总额SHX与年末金融机构各项贷款余额DKY之间保持着一定的双向非线性因果关系。

壮瑶药材马蹄蕨多糖的提取工艺及其3种单糖的含量测定方法研究 ……………………………………… 张赟赟等（19）：2667

1953～2009： SHX′=6.419357+0.494457DKY′

(六) 社会商品销售总额增长率与年末金融机构各项贷款余额增长率的关系

根据《中国市场统计年鉴》1990～2004[7-21]、《中国贸易外经统计年鉴》2006～2010[22-26]和《中国金融年鉴》1989～1990、2007～2009[27-31]年间在2.1中的相关数据，先对社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′在1953～2009年间的单位根进行检验，然后再决定是否进行回归分析。由于前面已检验过SHX′的单位根，所以，此处只需检验DKY′的单位根即可。经检验，1953～2009年间的DKY′是平稳的，因而可对这二者直接进行回归分析，得到如下方程：

我们由此可以得到以下的基本判断：有证据表明，在1952～2009年间，社会商品销售总额SHX与年末金融机构各项贷款余额DKY之间存在数量因果关系。因此，可以说，某种程度上代表着商品流通总规模的我国社会商品销售总额，与某种程度上代表着货币流通总规模的年末金融机构各项贷款余额之间，在经济系统的实际运行中确实存在数量因果关系。

(2.11)

t=(2.65831) (4.510328)

(1)进一步规范体育基金会内部管理，完成体育基金会评估工作，获得评估等级，优先购买政府服务。政府对基金会的资金支持一方面是政府职能转变的需要，另一方面也能有效补充社会对公共服务的需求。目前，政府对基金会的支持已经从直接拨款变为购买项目或公共服务外包，最终形成全社会共同参与、共建共享的发展局面。因此，体育基金会要积极完成评估并获得3A以上评估等级，同等条件下可优先购买政府服务。

调整后的R2=0.256733 F=20.34306 P值= 3.44E-05

该方程通过了整体显著性水平为1%的检验，年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′前面的系数也通过了显著性水平为1%的检验。这就是说，有证据表明，在1953～2009年间，社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间存在着数量关系：年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′每增加1%，社会商品销售总额增长率SHX′将增加0.494%。为了从统计上确认这二者之间是否有因果关系，需要对它们进行格兰杰因果关系检验。我们来看1953～2009年间的社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的格兰杰因果关系状况。清晰的检验结果表明，当显著性水平为5%时，很难拒绝“SHX′ does not Granger Cause DY′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设成立，滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，这样一来，我们得到的判断结果就是，社会商品销售总额增长率SHX′不是年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的格兰杰原因，年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′也不是社会商品销售总额增长率SHX′的格兰杰原因。这就意味着，没有证据表明，在1953～2009年间，社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间有因果关系。而社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′在此期间的数量关系，完全是由除社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之外的其他因素的变动间接引发的，而与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的变动无关。

我们由此可以得到以下的基本判断：没有证据表明，在1953～2009年间，社会商品销售总额增长率SHX′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间存在因果关系。因此，可以这样说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的社会商品销售总额增长率SHX′，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间，确实不存在数量因果关系。

(七) 国内生产总值GDP与年末金融机构各项贷款余额DKY的关系

根据《中国金融年鉴》1989～1990、2007～200927-31、《中国统计年鉴2010》32和《中国统计年鉴2000》33在2.3中的相关数据，先对国内生产总值GDP与年末金融机构各项贷款余额DKY进行单位根检验，然后再决定是否进行回归分析。前面的检验结果表明，在1952～2009年间，国内生产总值GDP属于二阶单整，而年末金融机构各项贷款余额DKY则属于三阶单整，因此，不能对这二者在1952～2009年间的数据进行回归分析，这就需要我们对1952～2009年间的国内生产总值GDP与年末金融机构各项贷款余额DKY之间是否存在格兰杰因果关系，进行检验和确认。检验结果清楚地表明，当显著性水平为5%时，可以得到拒绝“GDP does not Granger Cause DKY”的结论；当滞后阶数不断增加时，该结论一直成立，且滞后16阶的检验模型不存在1阶自相关性，我们因此得到的判断结果是，国内生产总值GDP是年末金融机构各项贷款余额DKY的格兰杰原因，年末金融机构各项贷款余额DKY也是国内生产总值GDP的格兰杰原因。所以，这也就是说，有证据表明，在1952～2009年间，国内生产总值GDP与年末金融机构各项贷款余额DKY之间保持着双向的非线性因果关系。

由此得到的基本判断是：我国的国内生产总值GDP与年末金融机构各项贷款余额DKY之间保持着数量因果关系。所以，可以这样说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模的国内生产总值GDP，与某种程度上代表着我国货币流通总规模的年末金融机构各项贷款余额DKY之间，的确存在一定的数量因果关系。

(八) 国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的关系

根据《中国金融年鉴》1989～1990、2007～200927-31、《中国统计年鉴2010》32和《中国统计年鉴2000》33在2.3中的相关数据，先对国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的单位根进行检验，之后再决定是否进行回归分析。前面的检验结果表明，在1953～2009年间的国内生产总值增长率GDP′和年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′都是平稳的，因而，可对这二者直接进行回归分析，得到如下方程：

1953～2009： GDP′=7.218571+0.286278DKY′

(2.12)

t=(4.400617) (3.844286)

调整后的R2=0.197461 F=14.77853 P值= 0.000316

③后续检查。后续检查一般由水库管理人员或专业技术人员进行。根据详细检查提出的意见以及震损水库险情特点及其发展情况，定期进行巡视检查与监测，包括临时增设的监测设施，观测与记录大坝损伤的特征、位置和程度以及情况变化的速率。相关内容也应同时观测，如库水、尾水水位，天气状况，涌泉或渗漏等，以了解险情发展，判别是否产生新的险情，检查评估应急处置效果等。每次余震后应加强检查，以评估余震对大坝的影响。

方程(2.12)通过了整体显著性水平为1%的临界值检验，年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′前面的系数也通过了显著性水平为1%的临界值检验。也就是说，有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间有数量关系：年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′每增加1%，国内生产总值增长率GDP′将增加0.286%。为了能够从统计上确认国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间是否有因果关系，需要对这二者进行格兰杰因果关系检验。从清晰的检验结果可以看出，当显著性水平为5%时，难以拒绝“GDP′does not Granger Cause DKY′”的假设；当滞后阶数不断增加时，该假设基本成立，且滞后16阶的检验模型没有1阶自相关性，这样一来，我们得到的判断结果就是，国内生产总值增长率GDP′不是年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′的格兰杰原因，年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′也不是国内生产总值增长率GDP′的格兰杰原因。这也就意味着没有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间没有因果关系。而年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′与国内生产总值增长率GDP′之间的数量关系，应该是由除了国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之外的其他方面因素的变动间接形成导致的。

因此，我们得到的基本判断是：没有证据表明，在1953～2009年间，国内生产总值增长率GDP′与年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间有因果关系。所以，可以这样说，在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的国内生产总值增长率GDP′，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的年末金融机构各项贷款余额增长率DKY′之间，基本上不存在数量因果关系。

三、结论

鉴于上述分析，基本上可以得到以下几个结论：

1.在某种程度上代表着我国商品流通总规模的社会商品销售总额或国内生产总值，与某种程度上代表着我国货币流通总规模的完全纸币供应量或年末金融机构各项贷款余额之间，在我国经济系统的实际运行中的确都存在一定的数量因果关系。

1）绘图计算。主要用于图形界面的绘图操作，如绘制深度信息的时间曲线。绘图操作通过Qt的绘图类QPainter等实现。

2.在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的社会商品销售总额增长率，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的现金增长率、狭义货币增长率、广义货币增长率之间，在实际中确实存在一定的数量因果关系。很显然，该结论不能支持“商品流通与货币流通之间客观内在的四类比例关系，仅仅存在于二者的绝对额数据之间”的这种观点的成立。

3.在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的另一个指标国内生产总值增长率，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的另外三个指标即现金增长率、狭义货币增长率、广义货币增长率之间，在实际中的确不存在数量因果关系。这就为“商品流通与货币流通之间客观内在的四类比例关系，仅仅存在于二者的绝对额数据之间”的这种观点的成立，提供了我国实体经济领域内宏观层面的第一组实际证据的支持。

4.在某种程度上代表着我国商品流通总规模增长率的社会商品销售总额增长率或国内生产总值增长率，与某种程度上代表着我国货币流通总规模增长率的年末金融机构各项贷款余额增长率之间，确实都不存在数量因果关系。这同样为“商品流通与货币流通之间客观内在的四类比例关系，仅仅存在于二者的绝对额数据之间”的这种观点的成立，提供了来自我国实体经济领域内宏观层面的第二、第三组实际证据的支持。

5.“商品流通与货币流通之间客观内在的四类比例关系，仅仅存在于二者的绝对额数据之间”的这种观点，在中国和美国、英国、日本的实体经济领域内[1]都是成立的。

在主程序while循环中完成对PWM模块的控制。首先需要判断电机控制方式，如果为手动模式，则根据上位机控制信号中的第二个字节，选择需要使能的组群。然后利用自定义函数PWM_Updata（），根据上位机的电机运转控制信号完成对各电机的转速和转向的控制。如果电机控制方式是自动模式，则直接启动电机自动控制模式，直流电机的运转不再受上位机的电机运转控制信号的控制，而是通过调用自定义函数Auto_Control（）来实现。其流程图如图4所示[15]。

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[14] 国家统计局贸易物资统计司.中国市场统计年鉴1997[M].北京：中国统计出版社，1998.3

[15] 国家统计局贸易外经统计司.中国市场统计年鉴1998[M].北京：中国统计出版社，1999.8

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[17] 国家统计局贸易外经统计司.中国市场统计年鉴2000[M].北京：中国统计出版社，2000.12

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[19] 国家统计局贸易外经统计司.中国市场统计年鉴2002[M].北京：中国统计出版社，2002.12

[20] 国家统计局贸易外经统计司.中国市场统计年鉴2003[M].北京：中国统计出版社，2003.11

[21] 国家统计局贸易外经统计司.中国市场统计年鉴2004[M].北京：中国统计出版社，2004.12

[22] 国家统计局贸易外经统计司.中国贸易外经统计年鉴2006[M].北京：中国统计出版社，2007.5

[23] 国家统计局贸易外经统计司.中国贸易外经统计年鉴2007[M].北京：中国统计出版社，2007.11

[24] 国家统计局贸易外经统计司.中国贸易外经统计年鉴2008[M].北京：中国统计出版社，2008.9

[25] 国家统计局贸易外经统计司.中国贸易外经统计年鉴2009[M].北京：中国统计出版社，2009.11

[26] 国家统计局贸易外经统计司.中国贸易外经统计年鉴2010[M].北京：中国统计出版社，2010.12

[27] 中国金融学会.中国金融年鉴1989[M].北京：中国金融年鉴编辑部，1989.12

[28] 中国金融学会.中国金融年鉴1990[M].北京：中国金融年鉴编辑部，1990.12

[29] 中国金融学会.中国金融年鉴2007[M].北京：中国金融年鉴编辑部，2007.12

[30] 中国金融学会.中国金融年鉴2008[M].北京：中国金融年鉴编辑部，2008.12

[31] 中国金融学会.中国金融年鉴2009[M].北京：中国金融年鉴编辑部，2009.12

[32] 中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴2010[M].北京：中国统计出版社，2010.9

[33] 中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴2000[M].北京：中国统计出版社，2000.9