论货币供应量作为我国货币政策中介目标的有效(2)
2017-02-10 01:03
导读：2.实证分析与结果 (1)时间序列平稳性检验。为避免误回归的发生，本文采用最为常用的ADF检验。利用Eviews软件计算，得到各变量的单位根检验结果(见表1
2.实证分析与结果
(1)时间序列平稳性检验。为避免误回归的发生，本文采用最为常用的ADF检验。利用Eviews软件计算，得到各变量的单位根检验结果(见表1)。
表1的单位根检验结果表明，除ΔLM1外，其他变量的一阶差分项都在1%的显著性水平下通过单位根检验。检验表明ΔLM1的平稳性较差，不能与LCPI、LGDP一起建模。
(2)协整关系检验和VEC模型。要判断变量之间是否存在长期稳定关系，必须对变量之间的关系进行协整检验。利用软件Eviews3.1，在选择滞后一阶后可确定VAR模型，应用Johansen的最大似然比(LR)法得到协整检验结果(见表2)。
协整检验的结果表明，LM2与LCPI、LGDP之间存在唯一的协整关系，即它们之间存在稳定的长期均衡关系。其协整方程为：
该方程表明，在LM2与LCPI、LGDP的长期均衡关系中，LM2的乘数为0.492，而LGDP的乘数为0.921，也就是说LM2与LCPI负相关，而与LGDP正相关。获得协整关系后，可以将VAR模型转换为VEC(向量误差校正)模型：
在VEC模型中，协整关系对各变量的增长起到了反向修正作用，即当它们增长超出均衡约束(即ε[,t]＞0)时，其误差修正作用降低当前水平，使它们的增长具有一定的稳定性。
VEC模型中变量的弹性系数各异，ΔLCPI的弹性系数只有-0.006，ΔLGDP的为-0.998，而ΔLM2的则有-0.226。这反映了协整关系对各变量的影响程度不同，它对ΔLM2影响较大而对ΔLCPI的影响很小。再看上期ΔLM2对本期各变量的影响，ΔLCPI的弹性系数为-0.0275，而ΔLGDP的则有0.442，这说明上期ΔLM2对ΔLCPI起反向修正作用(但很弱)，而对ΔLGDP起着很大的促进作用。对ΔLCPI影响最大的是上期的ΔLCPI，说明ΔLCPI变化有较强的传递性，表现出很强的适应性预期特征，同时上期的ΔLGDP对ΔLCPI有比较明显的正效应。上期的ΔLGDP对本期ΔLGDP和ΔLM2的弹性系数都为负，分别为-0.691和-0.063，这表明一旦经济开始有过热的趋势就存在一种力量使经济降温使货币供应量减少。
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(3)方差分解分析。方差分解方法用于研究VAR模型的动态特征，其主要思想是把系统中每个内生变量(共m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程信息相关联的m个组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性[4](P143—185)。本文分别对LCPI和LGDP的预测误差依各种冲击进行分解(在此设定方程顺序仍为LM2，LGDP，LCPI)，分解结果见表3、表4。
从表3可以看出，LGDP的波动主要源自LGDP自身的冲击，无论是短期还是长期，LGDP自身的冲击解释LGDP变动的70%左右；另外LGDP的波动也有相当大的部分由LM2变化来解释(短期为15%左右，长期则有25％左右)。再从表4来看，LCPI的波动主要来自LCPI和LGDP两方面的冲击，短期(一年内)而言LCPI本身冲击解释LCPI波动的大部分，但长期来说LCPI的变动更多地来自于LGDP的冲击；而LM2的冲击对其波动的解释程度无论是长期还是短期都很小(几乎可以忽略)。
3.实证分析结果提供的启示
通过对广义货币供应量M[,2]与物价、产出关系的分析，产生了令人迷惑的结果： M[,2]对物价只产生微弱影响且M[,2]与物价负相关；M[,2]与产出正相关，对产出有很强的促进作用；上期的产出变动对本期的产出及M[,2]的变化有反向修正作用。为什么会出现这种情况呢？ 如果我们联系1996年以来我国的宏观调控实际，就可以发现其背后的理论依据和现实根源。
(1)上文的协整方程、VEC模型和方差分解分析都表明M[,2]与产出正相关，对产出有很强的促进作用。上期ΔLM2对本期的ΔLGDP的影响明显，其弹性系数为0.44，这说明上期ΔLM2对ΔLGDP起着很大的促进作用。LGDP的波动有相当大的部分由LM2变化来解释(短期为15%左右，长期则有25％左右)。从M[,2]对产出具有很强的促进作用来看，货币供应量与最终目标之间存在着较强的相关性。因此，就相关性而言，货币供应量作为我国货币政策的中介目标是有效的。
