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货币主义理论将货币政策影响经济产出的过程作为一个黑箱，并主张通过稳定货币供给来稳定产出。更进一步看，货币主义者认为货币流通速度是制度性因素决定的，从而独立于货币供给行为和短期的经济波动，这暗示在理论上货币流通速度是稳定的，至少是可以预测的。弗里得曼在其关于美英货币史的经典研究中，从经验证据的角度显示至少在1960年代之前相当长的时间内，美英两国的货币流通速度确实是相当稳定的，从而为主张稳定货币来稳定经济提供了经验证据的支持。 然而，由于金融制度的创新等许多复杂原因，特别是在1980年代以后，西方国家的货币流通速度变得非常不稳定，其变化的方向也难以预测，从而在操作层面上为稳定货币的主张带来了额外的困难。
对货币流通速度不稳定的研究，目前有两个研究方向，一个着眼于使用正确的货币统计口径，如Barnett（1984）发现，通过流动性加权货币统计口径计算的货币流通速度测算出的传统货币需求方程参数，比使用简单加总的货币流通速度测算的参数要稳定。另一个着眼于货币流通速度变化的制度性因素。如Bordo 和Jonung（1981,1987,1989），Bordo(1997),Siklos(1993)等，他们用货币深化、金融发展和复杂化及福利措施等因素解释货币流通速度的长期变化趋势，认为货币深化会导致货币流通速度减缓，而金融体系的发展与复杂化及福利制度的完善则会导致货币流通速度加速。前者在金融发展初期将是主要因素，因此货币流通速度趋于下降。但随着金融的发展，后者的作用逐步凸显，货币流通速度呈上升趋势。因此，从长期来看，货币流通速度呈现出“U”型结构。目前，有些文献使用货币一般均衡模型来解释货币流通速度的变化.
我国在改革开放以前，实行的是计划经济体制，货币流通速度相当稳定。现金流通量与社会商品零售总额保持1：8的比例。然而随着我国经济体制的转轨和改革的逐步深入，货币流通速度也在不断变化。黄达（1984）认为，对于货币流通速度，我们既要看到它在年度之间变化较小的特点，也要看到它的确是一个处于不断变化的变量。周峻（1987）认为：计算货币需要量比较复杂的问题是计算货币流通速度，随着我国社会主义建设的发展，现金流通速度有减慢的趋势。林继肯（1991）根据我国1955~1983年的实际资料，运用一元回归方程，求出货币流通速度V与时间T的回归模型：V=9.418-0.088T。其他不少学者认为，影响我国货币流通速度减慢的主要原因是货币化过程。之后的一些工作主要在寻找货币流通速度变化（降低）的原因。
货币主义理论的基础是货币流通速度的外生性，并非速度本身的稳定性。在理论上，只要该速度是外生的，就应该可以预测，并据此制定政策目标。操作层面上速度的不稳定反映的只是测量和预测的困难，而不能因此否定货币主义的理论基础。
尽管就货币流通速度的外生性问题国际学术界有不同理论，如果我们能够在对中国较长一个时期的具体研究中确认货币流通速度的稳定性和可预测性，则通过稳定货币来稳定经济至少可以提供一定的经验基础。当然，这不是说货币流通速度短期内不会受到扰动，事实上，这些扰动本身为我们验证货币主义的有效性提供了很好的基础。
具体来说，从货币主义的理论出发，如果我们能够预测中国货币流通速度的长期趋势，考虑到货币政策的时滞效应，则流通速度对历史趋势的偏离，应该同随后经济增长的波动存在系统和稳定的联系。如果这样的联系能够在经验研究中得到支持，则货币主义的有效性就在一定程度上得到支持，从而为制定政策提供基础。
按照这样的思路，我们研究了中国1985年以来M2流通速度的变化，并考察了流通速度对历史趋势的偏离同随后经济波动的关系。
我们的研究分为两个部分：首先我们试图预测流通速〖HJ4.0mm〗度的历史趋势。由于该趋势取决于制度因素，我们没有尝试对其本身进行解释，但对可能影响该趋势的制度因素进行了简单的讨论。接下来，我们提取了流通速度对历史趋势的偏离，并以此来预测未来经济增长的变化。我们的研究显示，该两变量之间确实存在稳定的联系，其方向与理论预测一致。当然，对于试图打开货币传导黑箱的努力来说，需要对支持这些联系的过程进行进一步的考察，但这已经超出了本文的范围。
需要指出的是，本文的数据，主要是M2和GDP均取自中国统计年鉴和中国金融年鉴，时间跨度为1985~2002年。
一、中国M2流通速度变化的历史趋势
从上图可以看到，1985 年以来，M2的流通速度不断下降，但这一过程非常平滑。为了对此进行进一步考察，我们以时间变量为基础对M2流通速度的变化进行了拟合。时间变量定义为：1985年取1，1986年取2，依次类推。
我们使用四种设定来拟合M2流通速度的变化，分别为： 在这些公式中，v 代表流通速度，t代表时间， Ln代表自然对数函数，α、β、γ和λ分别是相应变量的系数，ε是扰动项，角标代表时间。
拟合结果见表1。
以上方程中，1-1到1-3属于嵌套方程，可以看到1-2的设定最优。为了比较1-2和1-4，我们使用了J检验，结果表明在1%的显著性水平上1-2优于1-4。所以以下我们使用1-2来进行流通速度的拟合和预测。
1-2的回归结果清楚地显示货币流通速度在下降，从货币主义的角度出发，我们认为这种变化可能同以下制度因素的变化有关：抚养系数、收入分配格局、经济的货币化过程、城市化进程、制度改革风险等。对于比较中国和其他国家的货币流通速度来说，经济潜在增长率、融资格局的差异和金融抑制的广泛存在可能提供了一些线索。但对于这些问题的深入分析已经超出了本文的范围。 ① 1-1设定的扰动项经过了MA（1）调整，但无法通过RAMSEY检验，表明设定形式可能存在问题。
② 1-2设定中扰动项经过了MA（1）调整。
③ 1-3设定中扰动项也经过了MA（1）调整。
④ 1-4设定的扰动项经过了MA（1）调整，但无法通过RAMSEY检验，表明设定形式可能存在问题。
以1-2所代表的历史趋势为基础可以知道，在2003~2005年中，货币流通速度的减缓，或者说货币增长与名义经济增长的差应该分别为：6.1%，5.9%和5.7%。
2003年8月末的M2增长速度与名义经济增长的差距为12.8%，如果全年的差距也维持在该水平，以1-2的结果看，货币供应高于趋势水平达6.7个百分点，显示货币供应相对宽松，经济存在提速的条件。
二、流通速度对历史趋势的偏离与经济波动
如果货币流通速度的历史趋势是由制度因素决定的，则实际流通速度与历史趋势的偏离代表了货币政策的相对放松（或者收紧）。就是说如果货币流通速度在短期内低于历史趋势，则表明货币供应的放松，反之亦然。
根据货币主义理论，这种放松（或者收紧）经过一定时间后应该带来经济增长率的上升（或者下降）。这一过程的内在机制就是货币传导的黑箱。
接下来我们以经验数据来对此进行检查。我们的自变量设定为实际（或者名义）经济增长率的变化，解释变量为滞后一期（在此为1年，这是考虑到货币政策时滞的结果）货币流通速度对历史趋势的偏离（文献研究显示实际经济增长率是平稳序列，名义增长率可能存在一阶单位根，但我们的模型使用的是经济增长率的一阶差分，因此可以确定其为平稳序列。对于流通速度偏离量来说，扩展的Dickey-Fuller单位根检验显示：对于无截矩无趋势项的假设来说，在1%的水平上拒绝单位根假设；对于存在截矩项的假设来说，在5%的水平上解决单位根假设；对于存在截矩和趋势项的假设来说，在10%的水平上拒绝单位根假设。因此考虑到变量的来源，可以确定该变量为平稳序列。与此相似，外资流入增长和内债发行增长在绝大多数设定下都通过了单位根检验。），并假设其他影响经济波动的因素独立于解释变量（该假设的基础是货币供给完全由中央银行控制，属于外生变量。更进一步看，以下2-2的结果也控制了财政政策和外资流入的影响，但这些变量的引入不改变基本的计量结论。对于可能存在的货币供给内生性来说，流通速度对历史趋势的偏离可能代表了其他无法识别的需求冲击，而且其影响持续时间较长。下面的正文对此进行了进一步的讨论。）。
考虑到货币政策的效应完全实现需要比较长的时间，我们还尝试了分布滞后模型。
在以上设定中，角标代表时间，ng、rg、dv、fdi、bond分别代表名义经济增长、实际经济增长和货币流通速度对历史趋势线的偏离，实际外资流入增长和实际国债发行增长；α、β、γ、φ、ψ、χ分别是相应变量的系数，ε是扰动项。
值得注意的是方程2-3需要使用工具变量法来回归，具体细节见脚注。 ① 考虑到经济波动同时受到其他需求冲击，如财政政策和外资流入的影响，在2-2的设定中，我们还尝试了引入国债发行和外资流入的实际增长率（即扣除消费价格指数增长）的一阶差分（即相邻年份增长率的差异），结果显示后两变量显著，符号为正，与预期一致。但这些变量的引入不改变速度偏离项的显著性水平和符号，甚至其系数的大小变化也不大。为简单起见，此处报告的结果不包括国债等变量。
② 此处经济增长一阶滞后的工具变量为：经济增长的二阶滞后和实际国债发行和外资流入的一阶滞后。考虑到数据原因，样本期为1985~2001年。
从以上结果可以看出，速度偏离历史趋势项始终显著，其符号与理论预期完全一致，表明货币供给的变化确实影响了随后的经济增长。
更进一步看，货币流通速度对历史趋势出现偏离可能有三种原因：一是实体经济受到了需求或供给方面的冲击，产出发生变化，在货币总量不变的条件下带来货币流通速度的变化；二是货币供给具有内生性，由于货币供给过程受到来自实体经济扰动的影响，从而形成流通速度的变化；三是中央银行通过政策手段直接改变了货币供应量，或者银行体系制度变化的扰动产生了货币供应量的变化。
为了考察第一、二种渠道的可能影响，我们需要进一步提取实体经济所受到的扰动。我们以GDP增长率的一阶滞后和外资流入和国债发行的实际增长来解释GDP的增长率（简称方程A-1），其中GDP增长率的一阶滞后使用了前面使用的工具变量（GDP增长率的二阶滞后和外资流入和国债发行的实际增长的一阶滞后），这样A-1拟合结果的残差项应该包含了GDP当年受到的不明扰动。我们用A-1残差（我们也尝试了包含A-1残差的一阶滞后，结果基本一致）来解释流通速度对历史趋势的偏离（简称方程A-2），发现其系数为负，与理论预期一致，但其系数不显著，同时方程的拟合优度只有0.1，显示实体经济冲击不应该是货币流通速度变化的主要原因。
我们进一步提取了A-2的残差，因为该残差应该已经消除了实体经济扰动对流通速度的影响。使用A-2的残差代替流通速度的偏离项，我们重新估计了方程2-3，结果与此处报告的基本一致，其中流通速度对历史趋势偏离的二阶滞后项（扣除实体经济冲击的影响后）在5%水平上显著，系数为-38；其一阶滞后项系数为-19，但不再显著，但此两变量在5%的水平上联合显著。其他变量的显著水平和系数基本不变。
这样，我们基本可以排除第一、二种渠道的影响，确认方程2-3的结果应该主要受第三种渠道所驱动。
由于方程2-3考虑到了货币政策产生效应的调整过程，统计指标也优于2-1和2-2的设定，我们认为2-3可能更好地代表了经济对货币冲击的调整过程。
对于2-3来说，流通速度每低于历史趋势0.01，则随后1年经济增长速度大约提高0.3个百分点。
假如以2003年8月末的货币供应与名义经济增长的偏离代表2003年的全年流通速度变化，并以之和1-2计算的历史趋势比较可以知道，2003年流通速度对历史趋势的偏离为0.039，以2-3的结果为基础，假设财政政策和外资流入不发生变化，则2004年的经济增长比2003年应该提高1.1个百分点。综合考虑2002年货币流通速度比历史趋势低0.017的滞后影响会导致2004年经济增长提高0.5个百分点，则2004年经济应该比2003年提速1.6个百分点左右。
这就是说，如果2003年的经济增长维持在8.3%左右，则目前的货币扩张将推动2004年的经济增长提高到9.9%，高于1985年以来GDP平均增长9.3%的水平。综合考虑目前经济实体面所发生的需求冲击和固定汇率制度的影响，2004年会有一定的物价上涨压力，但并不大。
三、结论
本文首先估计了中国1985年以来M2流通速度的历史趋势，在假设该趋势为制度因素决定的前提下，提取了流通速度对历史趋势的偏离，以此作为货币供应松紧的测度。
以此测度为基础，我们在不同设定下检查了它同未来经济波动之间的联系，确认该联系稳定存在，方向 与理论预期一致。
在考虑不同时间滞后的条件下，我们确认流通速度每低于历史趋势0.01，则经济增长随后提速0.3到0.6个百分点。我们还引入其他控制需求冲击的因素，确认以上结果在这些情况下基本不变。
这表明从货币主义的黑箱理论出发，不考虑货币传导机制的具体作用过程，货币冲击在短期内的确显著影响经济产出。
应该指出的是，货币流通速度的历史趋势还需要专门的研究和解释。同时如何更好地控制实体经济冲击对流通速度的影响，从而分离出政策变化的效应（即中央银行或商业银行行为的变化），也需要进一步的工作。另外，迄今为止平滑的历史趋势不可能长期向右下方持续下滑。但在中国经济转轨的什么时期出现“拐点”或是不规则走势，尚需进一步发展的经济实践来验证。但至少在短期内在眼前尚未出现异常情况，黑箱理论对政策选择还是有一定的借鉴意义。
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