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货币政策与GDP的回归分析
货币政策与GDP的回归分析
一,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。
二,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 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) 三,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。 2GDP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 Obsxy 19855198.969.9797 19866720.975.0162 19878330.981.9349 198810099.886.2908 198911949.683.1327 199015290.489.3014 199119349.9101.4123 199225402.2118.2864 199334634.4135.8745 199446923.5150.7395 199560750.5164.2182 199676094.9179.6840 199790995.3195.5425 1998102297.0214.0628 199982067.5228.0920 200089468.1252.4495 200197314.8276.7770 2002104790.6301.9902 四.参数估计与检验 (一),将样本数据导入Eviews,通过OLS的如下结果: 表二 DependentVariable: Y Method: LeastSquares Date: 05/28/05Time: 16: 50 Sample: 19852002 Includedobservations: 18 Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. X 0.001287 3.70E-05 34.77467 0.0000 C 76.16216 3.090054 24.64752 0.0000 R-squared 0.986942 Meandependentvar 155.8214 AdjustedR-squared 0.986126 S.D.dependentvar 74.69894 S.E.ofregression 8.798764 Akaikeinfocriterion 7.291539 Sumsquaredresid 1238.692 Schwarzcriterion 7.390469 Loglikelihood -63.62385 F-statistic 1209.278 Durbin-Watsonstat 0.375177 Prob(F-statistic) 0.000000 在做了回归后,对其进行平稳性和协整性的检验。 1,首先对Y,即GDP做平稳性检验 ADFTestStatistic -4.228094 1%CriticalValue* -4.0681 5%CriticalValue -3.1222 10%CriticalValue -2.7042 *MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot. AugmentedDickey-FullerTestEquation DependentVariable: D(Y,3) Method: LeastSquares Date: 06/06/05Time: 22: 16 Sample(adjusted): 19902002 Includedobservations: 13afteradjustingendpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. D(Y(-1),2) -1.968186 0.501054 -3.928094 0.0035 D(Y(-1),3) 0.624198 0.390344 1.599095 0.1443 D(Y(-2),3) 0.413993 0.275114 1.504805 0.1666 C 3.279226 1.316824 2.490253 0.0344 R-squared 0.775940 Meandependentvar 0.646131 AdjustedR-squared 0.701253 S.D.dependentvar 7.740638 S.E.ofregression 4.230860 Akaikeinfocriterion 5.970348 Sumsquaredresid 161.1016 Schwarzcriterion 6.144178 Loglikelihood -34.80726 F-statistic 10.38925 Durbin-Watsonstat 1.723355 Prob(F-statistic) 0.002788 1,再对X,即M2做平稳性检验 ADFTestStatistic -4.973865 1%CriticalValue* -4.1366 5%CriticalValue -3.1483 10%CriticalValue -2.7180 *MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot. AugmentedDickey-FullerTestEquation DependentVariable: D(X,3) Method: LeastSquares Date: 06/06/05Time: 22: 43 Sample(adjusted): 19912002 Includedobservations: 12afteradjustingendpoints 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 Meandependentvar 126.8833 AdjustedR-squared 0.699166 S.D.dependentvar 3775.405 S.E.ofregression 2070.748 Akaikeinfocriterion 18.40354 Sumsquaredresid 30015977 Schwarzcriterion 18.60559 Loglikelihood -105.4213 F-statistic 7.391246 Durbin-Watsonstat 2.022025 Prob(F-statistic) 0.011757 3对残差平稳性的检验 ADFTestStatistic -4.794614 1%CriticalValue* -4.0681 5%CriticalValue -3.1222 10%CriticalValue -2.7042 *MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot. AugmentedDickey-FullerTestEquation DependentVariable: D(E,3) Method: LeastSquares Date: 06/06/05Time: 22: 23 Sample(adjusted): 19902002 Includedobservations: 13afteradjustingendpoints 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 Meandependentvar 0.005912 AdjustedR-squared 0.747255 S.D.dependentvar 0.060455 S.E.ofregression 0.030393 Akaikeinfocriterion -3.901549 Sumsquaredresid 0.008314 Schwarzcriterion -3.727719 Loglikelihood 29.36007 F-statistic 12.82626 Durbin-Watsonstat 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。 2.统计推断的检验 从估计的结果可以看到,可决系数为0.986942,说明模型拟合的情况比较理想。 系数显著性检验T统计量为: 34.77467。 在给定显著性水平为0.05的情况下,查T分布表在自由度为N-2=16下的临界值为2.12。 因为34.77467大于2.12,所以拒绝原假设。 表明货币政策对GDP有显著影响。 3,计量经济的检验 (1)由于我们建立的模型只有一个解释变量,所以不存在多重共线性。 (2)异方差的检验, 利用ARCH检验,得到如下结果: ARCHTest: F-statistic 4.413974 Probability 0.028670 Obs*R-squared 8.193609 Probability 0.042175 TestEquation: DependentVariable: RESID^2 Method: LeastSquares Date: 05/28/05Time: 21: 00 Sample(adjusted): 19882002 Includedobservations: 15afteradjustingendpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C 40.43458 24.89901 1.623943 0.1327 RESID^2(-1) 1.109996 0.352113 3.152385 0.0092 RESID^2(-2) -0.868867 0.446935 -1.944056 0.0779 RESID^2(-3) 0.207149 0.335026 0.618306 0.5490 R-squared 0.546241 Meandependentvar 63.50606 AdjustedR-squared 0.422488 S.D.dependentvar 73.98315 S.E.ofregression 56.22291 Akaikeinfocriterion 11.11970 Sumsquaredresid 34771.17 Schwarzcriterion 11.30852 Loglikelihood -79.39778 F-statistic 4.413974 Durbin-Watsonstat 1.498805 Prob(F-statistic) 0.028670 其中,自由度为P=3,这是试探从1到n-1/2(这里n取样本个数18),决定选择p为3,在给定显著水平为0.05的情况下,得临界值为7.815.因为8.193609大于7.815,所以拒绝原假设,表明模型中随机误差项中存在异方差。 这表示随着时间的推移,影响GDP的因素可能发生了变化。 例如: 财政政策对货币供给产生了影响,从而影响到了GDP;利率的变化;近几年国内的通货膨胀等等。 (3)。 自相关的检验 我们运用DW检验法,根据表2估计的结果,有DW=0.375177,在给定显著性水平为0.05,查DW表,N=18,K(解释变量个数)=1,得下限临界值,得下限临界值为1.158,上限临界值为1.391,因为DW统计量为0.375177小于下限临界值为1.158。 根据判定区域可知,这时随机误差项寸在正的一阶自相关。 其原因可能在于不同的货币政策对经济发展的影响时滞性不同 五: 计量经济参数修订 根据上述检验可以得到我们建立的模型存在异方差和自相关,下面进行修正: (1)首先对异方差进行修正: 利用WLS估计法得到如下输出结果: DependentVariable: Y Method: LeastSquares Date: 05/28/05Time: 22: 33 Sample: 19852002 Includedobservations: 18 Weightingseries: W Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C 76.57080 0.159892 478.8919 0.0000 X 0.001284 8.05E-06 159.3804 0.0000 WeightedStatistics R-squared 0.979998 Meandependentvar 110.9213 AdjustedR-squared 0.979998 S.D.dependentvar 380.9714 S.E.ofregression 0.489072 Akaikeinfocriterion 1.511825 Sumsquaredresid 3.827064 Schwarzcriterion 1.610755 Loglikelihood -11.60643 F-statistic 10315428 Durbin-Watsonstat 1.847117 Prob(F-statistic) 0.000000 UnweightedStatistics R-squared 0.986927 Meandependentvar 155.8214 AdjustedR-squared 0.986110 S.D.dependentvar 74.69894 S.E.ofregression 8.803745 Sumsquaredresid 1240.095 Durbin-Watsonstat 0.372739 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: DependentVariable: LY Method: LeastSquares Date: 05/28/05Time: 22: 45 Sample: 19852002 Includedobservations: 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 Meandependentvar 4.938367 AdjustedR-squared 0.982351 S.D.dependentvar 0.486568 S.E.ofregression 0.064641 Akaikeinfocriterion -2.535492 Sumsquaredresid 0.066856 Schwarzcriterion -2.436562 Loglikelihood 24.81943 F-statistic 947.2050 Durbin-Watsonstat 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: DependentVariable: LY Method: LeastSquares Date: 05/28/05Time: 23: 06 Sample(adjusted): 19862002 Includedobservations: 17afteradjustingendpoints Convergencenotachievedafter100iterations 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 Meandependentvar 4.978965 AdjustedR-squared 0.995123 S.D.dependentvar 0.469067 S.E.ofregression 0.032759 Akaikeinfocriterion -3.840522 Sumsquaredresid 0.015024 Schwarzcriterion -3.693484 Loglikelihood 35.64444 F-statistic 1633.257 Durbin-Watsonstat 1.412072 Prob(F-statistic) 0.000000 InvertedARRoots .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=0.979998F=10315428DF=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
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