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货币政策与GDP的回归分析
问题的提出
1992年以来,我国的GDP增长率是逐年下降的,到1999年达到最低值7.1%。为了扭转这种局面,中国人民银行于1999年将适度从紧的货币政策改为稳健的货币政策,并采用积极的财政政策与之相匹配,适时扩大内需,刺激投资,带动消费。2000年GDP增长率上升到8.0%,但2001年GDP增长率下降到7.3%。虽然2002年2月21日又一次降息,当年GDP增长率达到8.0%,但是居民消费物价指数又一次变为负数。由此引发了国内经济界激烈的争论。从货币政策推动GDP增长的长期效应来看,货币政策的作用主要集中在GDP名义价值上,也就是货币政策变化引起货币供给量的变化,最终只是使得价格水平同比例变化,对GDP进行价格核算后得到的实际量并没有变化。对此看法经济界意见基本上一致,争论的焦点集中在短期影响上。有人认为我国货币政策对拉动GDP增长是有效的,随着稳健货币政策的实施,GDP增长率上升到了2000年8.0%,至于2001年下落到7.3%,是由于其他原因(如市场经济体制改革深化等)。也有人认为我国货币政策目标是稳定币值,而中国人民银行近几年来用尽了扩张性货币政策手段的办法和措施,依然不能将GDP增长率拉动到8.0%以上。那么货币政策在短期内对我国的GDP增长是否有效呢?我们可通过对货币政策和GDP的增长的相关性进行分析来认识这个问题。
模型的设定
根据以上的经济理论分析,我们初步建立如下计量经济模型:
Y=C1+C2*X+u
Y—被解释变量,实际GDP
X—解释变量M2
C2—M2对GDP的平均影响,且0<C2<1
u—随机误差,描述变量以外的因素对模型的干扰
注:GDP采用实际GDP=名义GDP/商品零售价格指数;依据国际惯例,均将货币供应量M2货币政策的中介目标,而将M2/GDP作为货币政策的操作空间,所以我们也将M2作为中介目标。(具体详见备注) (科教作文网http://zw.NSEaC.com编辑发布)
数据的搜集及处理方法
1 货币需求量M2据的搜集:
M2= M1+储蓄存款+定期存款,广义货币的供给量可以从《中国统计年鉴》,《中国金融统计年鉴》中查得。
2 GDP数据的搜集
1985-2002年间的GDP数据可以从《中国统计年鉴》中直接得到.
数据来源:《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》。这样,模型所需变量的数据都搜集齐了.下面就利用Eviews进行模拟.
表一
Obs x y
1985 5198.9 69.9797
1986 6720.9 75.0162
1987 8330.9 81.9349
1988 10099.8 86.2908
1989 11949.6 83.1327
1990 15290.4 89.3014
1991 19349.9 101.4123
1992 25402.2 118.2864
再对X,即M2做平稳性检验
ADF Test Statistic -4.973865 1% Critical Value* -4.1366
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 Equation
Dependent Variable: D(X,3)
Method: Least Squares
Date: 06/06/05 Time: 22:43
Sample(adjusted): 1991 2002
Included observations: 12 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(X(-1),2) -2.371300 0.797380 -2.973865 0.0207
D(X(-1),3) 1.130004 0.630940 1.790985 0.1164
D(X(-2),3) 1.804811 0.569269 3.170403 0.0157
D(X(-3),3) 1.466084 0.681249 2.152054 0.0684
C 3511.373 1157.788 3.032828 0.0190
R-squared 0.808560 Mean dependent var 126.8833
Adjusted R-squared 0.699166 S.D. dependent var 3775.405
S.E. of regression 2070.748 Akaike info criterion 18.40354
Sum squared resid 30015977 Schwarz criterion 18.60559
Log likelihood -105.4213 F-statistic 7.391246 大学排名
Durbin-Watson stat 2.022025 Prob(F-statistic) 0.011757
3对残差平稳性的检验
ADF Test Statistic -4.794614 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.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(E,3)
Method: Least Squares
Date: 06/06/05 Time: 22:23
Sample(adjusted): 1990 2002
Included observations: 13 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(E(-1),2) -2.183277 0.455360 -4.794614 0.0010
D(E(-1),3) 0.817477 0.317685 2.573233 0.0300
D(E(-2),3) 0.453292 0.233439 1.941797 0.0841
C 0.014434 0.008603 1.677726 0.1277
R-squared 0.810442 Mean dependent var 0.005912
Adjusted R-squared 0.747255 S.D. dependent var 0.060455
S.E. of regression 0.030393 Akaike info criterion -3.901549
Sum squared resid 0.008314 Schwarz criterion -3.727719
Log likelihood 29.36007 F-statistic 12.82626
Durbin-Watson stat 1.372819 Prob(F-statistic) 0.001336
可以看出,检验的结果是二阶单整,而且残差具有平稳性,因此二变量X,Y之间具有协整性。则表明变量之间存在长期的稳定关系,这种长期的稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。
(二)模型的检验
1,经济意义的检验
经过上面的分析我们在理论上已经知道。在我国经济增长中,货币政策的拉动作用是明显的,是正的线形关系。
本文来自中国科教评价网
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再用对数变化法,将变量X,Y替换成LNX ,LNY.用LY,LX回归,得到结果如下:
Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 05/28/05 Time: 22:45
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.657299 0.139933 4.697241 0.0002
LX 0.708360 0.013268 30.77670 0.0000
R-squared 0.983389 Mean dependent var 4.938367
Adjusted R-squared 0.982351 S.D. dependent var 0.486568
S.E. of regression 0.064641 Akaike info criterion -2.535492
Sum squared resid 0.066856 Schwarz criterion -2.436562
Log likelihood 24.81943 F-statistic 947.2050
Durbin-Watson stat 0.345760 Prob(F-statistic) 0.000000
比较二种方法,可以发现X,Y在对数线形回归下拟合效果更好,可决系数更好,因此我们将模型的表达试更改为lnY=lna+blnX+u
(2)对自相关进行修正
利用对数线形回归修正并进行迭代,得如下结果:
Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 05/28/05 Time: 23:06
Sample(adjusted): 1986 2002
Included observations: 17 after adjusting endpoints
Convergence not achieved after 100 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.658439 1.587436 -0.414782 0.6846
LX 0.521117 0.126999 4.103316 0.0011
AR(1) 0.830621 0.143887 5.772733 0.0000
R-squared 0.995732 Mean dependent var 4.978965
Adjusted R-squared 0.995123 S.D. dependent var 0.469067 (科教范文网http://fw.ΝsΕΑc.com编辑)
S.E. of regression 0.032759 Akaike info criterion -3.840522
Sum squared resid 0.015024 Schwarz criterion -3.693484
Log likelihood 35.64444 F-statistic 1633.257
Durbin-Watson stat 1.412072 Prob(F-statistic) 0.000000
Inverted AR Roots .83
从估计的结果看,DW=1.412072与上述上限临界值为1.391相比有了明显好转。所以也修正了自相关性。
六,总结
通过以上分析,我们得到如下方程:
LY=0.657299+0.708360*LX
(0.139933) (0.013268)
T= (4.697241) (30.77670)
R^2=0.979998 F=10315428 DF=16
从该模型可以看出,最近18年中我国货币供应量与产出之间确实存在稳定的关系,当年实际GDP与货币形态的金融资产总量M2呈明显的相关关系,相关系数高达0.9833。其弹性系数为:E(GDP) =0.708360 ,表明在18年中,货币供应量M2平均增加1个百分点,就能拉动GDP约0.71个百分点。
由以上的相关分析,我们可以看出,在我经济增长中,货币政策的拉动效应是明显的。如果说2003年初仍有人怀疑货币政策的拉动作用,那么年末人们就疑云消散,虽然第二季度受“非典”影响,但是2003年的GDP增长却达到了9.1%。换言之,近几年,若不是中国人民银行实施稳健的货币政策,推动消费信贷市场,如住房信贷和汽车信贷,我国的GDP增长率每年都高达7%以上是不可能的。众所周知,货币政策和财政政策是宏观经济的两人调控手段。近几年来采取积极的财政政策,利用政府发债投资的方式促进经济增长,亦有非常显著的成效。但是我们也注意到,政府发债投资并没有引发民间投资的热潮,稳定健康持续的经济发展不可能无限制的依靠财政赤字,在今后一两年内,积极地财政政策很可能淡出。在当前的经济状况下,应当充分发挥货币政策的作用,进一步疏通货币政策的传导机制,改善中小企业特别是民营企业贷款难的现状,促进中小企业和民营企的发展,使其对GDP增长能发挥更大的作用。
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