貨幣政策與GDP的回歸分析

1、貨幣政策與GDP的回歸分析    貨幣政策與GDP的回歸分析問題的提出 1992年以來，我國的GDP增長率是逐年下降的，到1999年達(dá)到最低值7.1%。為了扭轉(zhuǎn)這種局面，中國人民銀行于1999年將適度從緊的貨幣政策改為穩(wěn)健的貨幣政策，并采用積極的財(cái)政政策與之相匹配，適時(shí)擴(kuò)大內(nèi)需，刺激投資，帶動(dòng)消費(fèi)。2000年GDP增長率上升到8.0%，但2001年GDP增長率下降到7.3%。雖然2002年2月21日又一次降息，當(dāng)年GDP增長率達(dá)到8.0%，但是居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)又一次變?yōu)樨?fù)數(shù)。由此引發(fā)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)界激烈的爭論。從貨幣政策推動(dòng)GDP增長的長期效應(yīng)來看

2、，貨幣政策的作用主要集中在GDP名義價(jià)值上，也就是貨幣政策變化引起貨幣供給量的變化，最終只是使得價(jià)格水平同比例變化，對(duì)GDP進(jìn)行價(jià)格核算后得到的實(shí)際量并沒有變化。對(duì)此看法經(jīng)濟(jì)界意見基本上一致，爭論的焦點(diǎn)集中在短期影響上。有人認(rèn)為我國貨幣政策對(duì)拉動(dòng)GDP增長是有效的，隨著穩(wěn)健貨幣政策的實(shí)施，GDP增長率上升到了2000年8.0%，至于2001年下落到7.3%，是由于其他原因（如市場經(jīng)濟(jì)體制改革深化等）。也有人認(rèn)為我國貨幣政策目標(biāo)是穩(wěn)定幣值，而中國人民銀行近幾年來用盡了擴(kuò)張性貨幣政策手段的辦法和措施，依然不能將GDP增長率拉動(dòng)到8.0%以上。那么貨幣政策在短期內(nèi)對(duì)我國的GDP增長是否有效呢？我們可

3、通過對(duì)貨幣政策和GDP的增長的相關(guān)性進(jìn)行分析來認(rèn)識(shí)這個(gè)問題。模型的設(shè)定   根據(jù)以上的經(jīng)濟(jì)理論分析，我們初步建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型： Y=C1+C2*X+u   Y被解釋變量，實(shí)際GDP   X解釋變量M2   C2M2對(duì)GDP的平均影響，且0<C2<1   u隨機(jī)誤差，描述變量以外的因素對(duì)模型的干擾  注：GDP采用實(shí)際GDP=名義GDP/商品零售價(jià)格指數(shù)；依據(jù)國際慣例，均將貨幣供應(yīng)量M2貨幣政策的中介目標(biāo)，而將M2/GDP作為貨幣政策的操作空間，所以我們也將M2

4、作為中介目標(biāo)。（具體詳見備注）數(shù)據(jù)的搜集及處理方法 1 貨幣需求量M2據(jù)的搜集： M2= M1+儲(chǔ)蓄存款+定期存款，廣義貨幣的供給量可以從中國統(tǒng)計(jì)年鑒，中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒中查得。 2 GDP數(shù)據(jù)的搜集     1985-2002年間的GDP數(shù)據(jù)可以從中國統(tǒng)計(jì)年鑒中直接得到. 數(shù)據(jù)來源：中國金融年鑒、中國統(tǒng)計(jì)年鑒。這樣,模型所需變量的數(shù)據(jù)都搜集齊了.下面就利用Eviews進(jìn)行模擬.表一 Obs          x

5、60;             y           1985         5198.9          69.9797       

6、;    1986         6720.9          75.0162           1987         8330.9      

7、60;   81.9349           1988         10099.8         86.2908            1989     

8、0;   11949.6         83.1327           1990         15290.4         89.3014        &#

9、160;   1991         19349.9         101.4123            1992         25402.2       &#

10、160; 118.2864            1993         34634.4         135.8745           1994       &

11、#160; 46923.5         150.7395           1995         60750.5         164.2182        

12、0;  1996         76094.9         179.6840           1997         90995.3         195.

13、5425           1998         102297.0        214.0628           1999         82067.5&#

14、160;        228.0920           2000         89468.1         252.4495           2001&#

15、160;        97314.8         276.7770           2002         104790.6        301.9902四參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)(一)，將樣本數(shù)

16、據(jù)導(dǎo)入Eviews,通過OLS的如下結(jié)果：表二Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/05   Time: 16:50Sample: 1985 2002Included observations: 18Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  X 0.001287 3.70E-05 34.77467 0.0000C 76.16216 3.0

17、90054 24.64752 0.0000R-squared 0.986942     Mean dependent var 155.8214Adjusted R-squared 0.986126     S.D. dependent var 74.69894S.E. of regression 8.798764     Akaike info criterion 7.291539Sum squa

18、red resid 1238.692     Schwarz criterion 7.390469Log likelihood -63.62385     F-statistic 1209.278Durbin-Watson stat 0.375177     Prob(F-statistic) 0.000000在做了回歸后，對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整性的檢驗(yàn)。1，首先對(duì)Y，即GDP做平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADF Test Statis

19、tic -4.228094     1%   Critical Value* -4.0681      5%   Critical Value -3.1222      10% Critical Value -2.7042*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. 

20、60;      Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(Y,3)Method: Least SquaresDate: 06/06/05   Time: 22:16Sample(adjusted): 1990 2002Included observations: 13 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic

21、60;Prob.  D(Y(-1),2) -1.968186 0.501054 -3.928094 0.0035D(Y(-1),3) 0.624198 0.390344 1.599095 0.1443D(Y(-2),3) 0.413993 0.275114 1.504805 0.1666C 3.279226 1.316824 2.490253 0.0344R-squared 0.775940  &

22、#160;  Mean dependent var 0.646131Adjusted R-squared 0.701253     S.D. dependent var 7.740638S.E. of regression 4.230860     Akaike info criterion 5.970348Sum squared resid 161.1016     Schwarz criterion&#

23、160;6.144178Log likelihood -34.80726     F-statistic 10.38925Durbin-Watson stat 1.723355     Prob(F-statistic) 0.002788再對(duì)X，即M2做平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADF Test Statistic -4.973865     1%   Critical Value* -4.1366 &

24、#160;    5%   Critical Value -3.1483      10% Critical Value -2.7180*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.        Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variabl

25、e: D(X,3)Method: Least SquaresDate: 06/06/05   Time: 22:43Sample(adjusted): 1991 2002Included observations: 12 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  D(X(-1),2) -2.371300 0.797380 -2.973865 0.0207D(X(-1),3)&#

26、160;1.130004 0.630940 1.790985 0.1164D(X(-2),3) 1.804811 0.569269 3.170403 0.0157D(X(-3),3) 1.466084 0.681249 2.152054 0.0684C 3511.373 1157.788 3.032828 0.0190R-squared 0.808560     Mean dependent va

27、r 126.8833Adjusted R-squared 0.699166     S.D. dependent var 3775.405S.E. of regression 2070.748     Akaike info criterion 18.40354Sum squared resid 30015977     Schwarz criterion 18.60559Log likelihood

28、60;-105.4213     F-statistic 7.391246Durbin-Watson stat 2.022025     Prob(F-statistic) 0.0117573對(duì)殘差平穩(wěn)性的檢驗(yàn)ADF Test Statistic -4.794614     1%   Critical Value* -4.0681      5% 

29、  Critical Value -3.1222      10% Critical Value -2.7042*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.        Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(E,3)Method: Least SquaresDa

30、te: 06/06/05   Time: 22:23Sample(adjusted): 1990 2002Included observations: 13 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  D(E(-1),2) -2.183277 0.455360 -4.794614 0.0010D(E(-1),3) 0.817477 0.317685 

31、2.573233 0.0300D(E(-2),3) 0.453292 0.233439 1.941797 0.0841C 0.014434 0.008603 1.677726 0.1277R-squared 0.810442     Mean dependent var 0.005912Adjusted R-squared 0.747255     S.D. dependent var 

32、0.060455S.E. of regression 0.030393     Akaike info criterion -3.901549Sum squared resid 0.008314     Schwarz criterion -3.727719Log likelihood 29.36007     F-statistic 12.82626Durbin-Watson stat 1.372819&

33、#160;    Prob(F-statistic) 0.001336可以看出，檢驗(yàn)的結(jié)果是二階單整，而且殘差具有平穩(wěn)性，因此二變量X,Y之間具有協(xié)整性。則表明變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，這種長期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。（二）模型的檢驗(yàn)1，經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)經(jīng)過上面的分析我們在理論上已經(jīng)知道。在我國經(jīng)濟(jì)增長中，貨幣政策的拉動(dòng)作用是明顯的，是正的線形關(guān)系。2統(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)  從估計(jì)的結(jié)果可以看到，可決系數(shù)為0.986942，說明模型擬合的情況比較理想。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量為：34.77467。在給定顯著性水平為0.05的情況

34、下，查T分布表在自由度為N-2=16下的臨界值為2.12。因?yàn)?4.77467大于2.12，所以拒絕原假設(shè)。表明貨幣政策對(duì)GDP有顯著影響。3，計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)由于我們建立的模型只有一個(gè)解釋變量，所以不存在多重共線性。異方差的檢驗(yàn)，利用ARCH檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果：ARCH Test:F-statistic 4.413974     Probability 0.028670Obs*R-squared 8.193609     Probability 0.042175 &

35、#160;  Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/28/05   Time: 21:00Sample(adjusted): 1988 2002Included observations: 15 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C 40.43458 24.89901&

36、#160;1.623943 0.1327RESID2(-1) 1.109996 0.352113 3.152385 0.0092RESID2(-2) -0.868867 0.446935 -1.944056 0.0779RESID2(-3) 0.207149 0.335026 0.618306 0.5490R-squared 0.546241     Mean dependent var 63.50606A

37、djusted R-squared 0.422488     S.D. dependent var 73.98315S.E. of regression 56.22291     Akaike info criterion 11.11970Sum squared resid 34771.17     Schwarz criterion 11.30852Log likelihood -79.39778

38、0;    F-statistic 4.413974Durbin-Watson stat 1.498805     Prob(F-statistic) 0.028670其中，自由度為P=3，這是試探從1到n-1/2(這里n取樣本個(gè)數(shù)18)，決定選擇p為3，在給定顯著水平為0.05的情況下，得臨界值為7.815.因?yàn)?.193609大于7.815，所以拒絕原假設(shè)，表明模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)中存在異方差。這表示隨著時(shí)間的推移，影響GDP的因素可能發(fā)生了變化。例如：財(cái)政政策對(duì)貨幣供給產(chǎn)生了影響，從而影響到了

39、GDP；利率的變化；近幾年國內(nèi)的通貨膨脹等等。（3）。自相關(guān)的檢驗(yàn)我們運(yùn)用DW檢驗(yàn)法，根據(jù)表2估計(jì)的結(jié)果，有DW=0.375177，在給定顯著性水平為0.05，查DW表，N=18，K（解釋變量個(gè)數(shù)）=1，得下限臨界值，得下限臨界值為1.158，上限臨界值為1.391，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為0.375177小于下限臨界值為1.158。根據(jù)判定區(qū)域可知，這時(shí)隨機(jī)誤差項(xiàng)寸在正的一階自相關(guān)。其原因可能在于不同的貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響時(shí)滯性不同五：計(jì)量經(jīng)濟(jì)參數(shù)修訂根據(jù)上述檢驗(yàn)可以得到我們建立的模型存在異方差和自相關(guān)，下面進(jìn)行修正：（1）首先對(duì)異方差進(jìn)行修正：利用WLS估計(jì)法得到如下輸出結(jié)果：Dependen

40、t Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/05   Time: 22:33Sample: 1985 2002Included observations: 18Weighting series: WVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C 76.57080 0.159892 478.8919 0.0000X 0.001284 8.05E-06 1

41、59.3804 0.0000Weighted Statistics    R-squared 0.979998     Mean dependent var 110.9213Adjusted R-squared 0.979998     S.D. dependent var 380.9714S.E. of regression 0.489072     Akaike info

42、criterion 1.511825Sum squared resid 3.827064     Schwarz criterion 1.610755Log likelihood -11.60643     F-statistic 10315428Durbin-Watson stat 1.847117     Prob(F-statistic) 0.000000Unweighted Statistics&#

43、160;   R-squared 0.986927     Mean dependent var 155.8214Adjusted R-squared 0.986110     S.D. dependent var 74.69894S.E. of regression 8.803745     Sum squared resid 1240.095Durbin-Watson stat

44、60;0.372739   再用對(duì)數(shù)變化法，將變量X,Y替換成LNX ,LNY.用LY,LX回歸，得到結(jié)果如下：Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 05/28/05   Time: 22:45Sample: 1985 2002Included observations: 18Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C 0.657299 0.139933&

45、#160;4.697241 0.0002LX 0.708360 0.013268 30.77670 0.0000R-squared 0.983389     Mean dependent var 4.938367Adjusted R-squared 0.982351     S.D. dependent var 0.486568S.E. of regression 0.064641   

46、  Akaike info criterion -2.535492Sum squared resid 0.066856     Schwarz criterion -2.436562Log likelihood 24.81943     F-statistic 947.2050Durbin-Watson stat 0.345760     Prob(F-statistic) 0.000000比較二

47、種方法，可以發(fā)現(xiàn)X，Y在對(duì)數(shù)線形回歸下擬合效果更好，可決系數(shù)更好，因此我們將模型的表達(dá)試更改為lnY=lna+blnX+u(2)對(duì)自相關(guān)進(jìn)行修正 利用對(duì)數(shù)線形回歸修正并進(jìn)行迭代，得如下結(jié)果：Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 05/28/05   Time: 23:06Sample(adjusted): 1986 2002Included observations: 17 after adjusting endpointsConvergence not achieved after 100 iterat

48、ionsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C -0.658439 1.587436 -0.414782 0.6846LX 0.521117 0.126999 4.103316 0.0011AR(1) 0.830621 0.143887 5.772733 0.0000R-squared 0.995732    

49、Mean dependent var 4.978965Adjusted R-squared 0.995123     S.D. dependent var 0.469067S.E. of regression 0.032759     Akaike info criterion -3.840522Sum squared resid 0.015024     Schwarz criterion -3.6934

50、84Log likelihood 35.64444     F-statistic 1633.257Durbin-Watson stat 1.412072     Prob(F-statistic) 0.000000Inverted AR Roots        .83從估計(jì)的結(jié)果看，DW=1.412072與上述上限臨界值為1.391相比有了明顯好轉(zhuǎn)。所以也修正了自相關(guān)性。六，總結(jié)通過以上分析，我們得到如

51、下方程：LY=0.657299+0.708360*LX   （0.139933） （0.013268）T= （4.697241）  （30.77670）R2=0.979998     F=10315428   DF=16 從該模型可以看出，最近18年中我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出之間確實(shí)存在穩(wěn)定的關(guān)系，當(dāng)年實(shí)際GDP與貨幣形態(tài)的金融資產(chǎn)總量M2呈明顯的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.9833。其彈性系數(shù)為：E(GDP)  =0.708360 ，表明在18年中，貨幣供應(yīng)量M2平均增加1個(gè)百分點(diǎn)，就能拉動(dòng)GDP約0.71個(gè)百分點(diǎn)。 由以上的相關(guān)分析，我們可以看出，在我經(jīng)濟(jì)增長中，貨幣政策的拉動(dòng)效應(yīng)是明顯的。如果說2003年初仍有人懷疑貨幣政策的拉動(dòng)作用，那么年末人們就疑云消散，雖然第二季度受“非典”影響，但是2003年的GDP增長卻達(dá)到了9.1%。換言之，近幾年，若不是中國人民銀行實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，推動(dòng)消費(fèi)信貸市場，如住房信貸和汽車信貸，我國的GDP增長率每年都高達(dá)7%以上