1、货币供应通货膨胀经济增长及就业的关系实证研究 终极完整版计量经济学论文货币供应、通货膨胀、经济增长及就业的关系实证研究基于20012011年数据分析许丁川 40904112 张弦 40904127 黄毅崛 40904132 杨大伟 40904106货币供应、通货膨胀、经济增长及就业的关系实证研究基于20012011年数据分析摘要：利用我国2001年1月2011年10月的月度数据，在VAR模型基础上，对我国货币供应、经济增长、通货膨胀及充分就业进行实证分析。主要得出了以下结论：我国货币供应与经济增长关系中，托宾效应与反托宾效应交替出现。社会生产单位对价格敏感性小于货币供应变化，所以失业率对货币供
2、应变化有周期性变化。菲利普斯曲线适用于我国国情，即适度通胀能刺激我国就业的增加。GDP的增长有利的带动了失业率的降低，因此，奥肯定律并未失效。同时，弗里德曼通胀假说并不十分适用于我国国情。关键字：货币供应 经济增长 通货膨胀 就业水平许丁川 40904112 张弦 40904127 黄毅崛 40904132 杨大伟 40904106Abstract: The seasonal data from January 2001 to October 2011 are used in the empirical analysis on the relationship among the money
3、supply, economy growth, inflation and full-employment in China on the base of VAR-Model. The conclusion below is suggested: Tobin effect and Anti-Tobin effect appear alternately in the relationship between money supply and economy growth in China. Social production unit is less sensitive to price ch
4、anges than to money supply changes. Therefore, the unemployment rate changes periodically to the money supply. The Philips curve is suitable for China, namely moderate inflation can stimulate the employment in China. The growth of GDP significantly decreases the unemployment rate. For this reason, O
5、kuns law has not lose efficacy. Simultaneously, Freedmans hypothesis about inflation is not quite applicable for China.Key word: money supply, economy growth, inflation, employment一、文献综述古典货币理论认为，货币供给与通货膨胀间存在着密切的联系。即货币数量的变化不会引起就业和产出，只会影响物价水平变化，即货币中性理论。而弗里德曼认为，货币在短期内只影响价格，而在长期影响实际经济变量，即货币短期中性而长期非中性理论。
6、凯恩斯认为，货币投放在短时间内即会影响价格、消费、投资等因素，即绝对非中性理论。总之，经济学界达成一致的地方，即认为货币供应绝对会引起物价水平的变化。而菲利普斯在1958年率先提出了货币工资率与通胀间存在交替关系的曲线，此后，萨缪尔森和索洛将将这一理论发展成为表示失业率与通胀率之间交替变化的曲线。阿瑟.奥肯提出了失业率与GDP之间的交替关系，即当实际GDP增长相对于潜在GDP增长下降20%时，失业率上升约1%。本文旨在运用计量经济学方法来研究我国的货币供应量、经济增长、通货膨胀与经济增长间的关系。二、变量选定与模型设定本文用货币和准货币月末数（M2）、居民消费价格指数（CPI）、国内生产总值（
7、GDP）和城镇登记失业率（CUR）来反映货币供给、通货膨胀、经济增加及就业水平。由于我国没有公布GDP月度数据以及CUR月度数据，故本文采用季度数据作为变量。样本范围为2001年1月至2011年10月的季度数据，共43个样本，皆来自于中经专网统计数据库。由于使用月度同比增长比率，无需采用取对数方法。分析软件为Eviews5.0。 本文将采用VAR模型（Vector autoregressive，VAR）。此模型不必依赖经济理论而可以对变量之间的动态联系提供说明，通过采用多方程联立的形式，在模型每个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。建立VAR模
8、型的关键在于最佳滞后阶数的确定，滞后期的选择会影响到VAR模型估计的结果。一般采用LR检验、AIC信息准则及SC信息准则予以判断恰当的滞后期。三、实证研究(一) ADF单位根检验为避免时间序列出现伪回归现象，先进行单位根检验。本文主要采用ADF（Augment Dickey Fuller）检验，以检查时间序列的平稳性。CPI平稳性检验CPI一阶差分序列检验GDP平稳性检验GDP一阶差分序列检验M2平稳性检验M2一阶差分序列检验CUR平稳性检验 ADF单位根检验结果序列T统计量P值结论CPI-2.2720690.1865不平稳CPI-5.1499660.0002平稳GDP-1.9511360.3
9、065不平稳GDP-5.6802260.0000平稳M2-1.4097920.5685不平稳M2-6.6973170.0000平稳CUR-4.0344910.0032平稳在5%的显著水平下判别从表中可以看出，CPI、GDP、M2都是一阶单整序列I(1),其一阶差分序列为平稳时间序列，CUR本身为平稳时间序列，最高阶变量超过两个，满足协整检验的前提。（二）VAR模型滞后阶数的确定滞后期过小，导致误差项的严重自相关。滞后期过大，严重影响自由度。本文采用AIC信息准则及SC信息准则判断滞后期。 VAR滞后期选择本文建立二阶滞后期VAR(2)模型（三）VAR模型平稳性检验VAR模型具有稳定性是模型试用
10、的前提，模型稳定的充分必要条件是所有特征值的模都在单位圆以内（小于1），本文采用AR检验得如图：本模型中不含有大于一的单位根，所以建立VAR(2)模型是非常平稳的。（四）Johansen协整检验Johansen检验是基于回归系数的协整检验，用于检验多变量之间的长期稳定关系。迹统计量和最大特征值检验表明，M2、GDP、CPI三个变量在5%的显著水平上存在长期协整关系（五）经济变量随机波动影响因素动态分析1、脉冲响应（IRF）在VAR模型基础上，采用cholesky分解技术，可以通过脉冲响应函数进一步分析货币供应量M2对GDP、CPI、CUR的冲击以及CPI对M2、GDP、CUR的冲击。（1）GD
11、P对M2冲击的响应对M2的冲击，GDP只有410期为正响应，其余冲击为负值。说明短期内货币供应增加导致物价上涨，有害经济发展，然后出现托宾效应，即货币供给增长导致实物产出增长，但仅仅4期以后，反托宾效应出现，并持续长达10期之久。这一现象的解释是货币供给过量导致物价上涨，第一阶段人们对此的反应是减少非必需品消费，进而导致GDP增速下降。第二阶段出现投资热潮以抵御通胀压力，所以托宾效应出现。第三阶段货币供给时滞带来的通胀压力达到顶峰，受原材料价格全面上涨等影响，经济增速持续下降，出现反托宾效应。这说明，我国宏观政策应尽量避免通过扩张的货币政策来刺激经济。短时间来看是有利的，但长时间有害与经济增长
12、。(2)CUR对M2冲击的响应 我们看到，此图与上图形状基本相同，说明失业率与GDP对货币供应的冲击反应具有趋同性。但这条线明显要平缓很多。在初期货币投放市场，原材料价格上涨迟于企业商品供给价格上涨，企业将表现为扩大生产。而中期原材料价格上涨，企业利润变低，将裁员以应对，新一轮价格上涨结束，失业率又降变低。冲击变化平缓的原因主要为城镇人口以企事业单位为主，对经济周期变化的反应不很显著。从事劳动密集性产业的人员主要以流动人口为主，在城镇失业率中没有很过多体现。（3）CUR对CPI冲击的响应菲利普斯曲线在一定程度上适合我国国情，在1-8、18-10共10个阶段失业率与CPI负相关，尤其是前8个阶段
13、负相关性十分明显，说明通胀的提高能提高就业水平。但出现严重通胀时，企业降解雇员工来避险，就像8-18阶段所示。（4）CUR对GDP冲击的响应失业率与GDP明显呈长期的负相关关系，GDP越高，失业率就越低。但我们看到最后又有重合的趋势。一方面说明奥肯定律并未失效，另一方面说明我国的经济发展由粗放型向集约型转化。因此企业员工边际产出增加，带动GDP增长，企业以发展高新技术为主导，不再需要大量员工从事密集性生产。（5）CPI对GDP的冲击从图中可以明显看出，CPI的增长对GDP首先是有积极作用，在10期后有副作用出现，以后逐渐平稳，不再有显著影响。说明同伙膨胀对损害经济增长的弗里德曼假说在我国并不适
14、用。显然通胀在初期是有利于经济发展的。2、方差分解。通过方差分解定量而直观地把握变量间的影响关系，与VAR(2)模型为基础，按照CPI、GDP、CUR、M2的顺序进行方差分解，其结果如图所示。 方差分解图首先，从方差分解图中可以看出,CPI冲击对自身影响变化并不剧烈，在1期达到100%并在第6期将为80%，其贡献度是三者中最大的。货币供应量冲击对通胀率的贡献度在第2期后保持在10%左右，经济增长冲击对通胀率的贡献度在第6期后保持在15%左右。就业对通胀基本无影响。这表明货币供应和经济增长可以解释四分之一左右的通货膨胀，这符合需求拉动型通胀。其次，失业率对自身的冲击由100%迅速衰减到了40%左
15、右。而GDP和CPI上涨到了30%左右，这说明GDP和CPI可以解释60%左右的失业变化。说明我国的就业主要靠经济增长和通胀拉动，符合菲利普斯曲线和奥肯定律的解释。货币供应基本上没有影响。再次，GDP对自身的冲击下降到60%左右，而CPI上升最为显著，占到了40%的比例。说明我国经济增长即受制于实体经济的增长，由受制于通胀的上升。最后，货币供应对自身的冲击下降到了40%左右，而CPI和GDP上涨到了30%，这表明随着时间的变化，通胀和经济增长对货币供应的增长影响将会越来越显著，货币内生性增强，这符合我国目前的货币政策取向，综合考虑货币、财政和收入约束，而不是单纯的考虑货币数量。四、结论从经济增
16、长率、货币供应增长率、通货膨胀率和事业率之间的长期关系来看，它们之间都具有非平稳性特征，但它们之间却存在着长期稳定的均衡关系。通货膨胀对经济增长有正的效应，且对就业有正效应。货币供应量对通胀没有显著影响，对就业也没有显著影响。就业对经济增长有正的效应。长期来看，经济增长对货币供应呈负面影响，而货币供应的增加有助于经济增长。（托宾效应存在）。综上，表明我国货币供给具有长期非中性和内生性特征。货币非中性，表明我国通过调节货币供应量的货币政策来调节经济是可行有效的。货币供给的内生性，一方面很可能是我国银行部门长期独立性弱、缺乏独立的货币政策所致。另一方面，我国近几年的贸易顺差和外商直接投资所引起的外
17、汇占款，导致央行被动适应货币供给。从就业方面来看，GDP拉动就业水平非常显著，但随着产业结构的改变，劳动密集性的企业正在逐步的转变发展思路，对人才的要求也不同。因此政府对GDP增长要求不能放松。参考文献：王立平、万伦来.计量经济学理论与应用 合肥工业大学出版社 陆云航 货币供应量、价格水平和GDP关系的经验研究：19522003 经济科学 2005 肖六亿 有效就业与经济增长关系基于时间序列数据的协整检验 人口与经济 2006蔡昉 为什么“奥肯定率”在中国失灵再论经济增长与就业的关系 宏观经济研究 2007姚远 中国货币供应、通货膨胀与经济增长关系实证研究 经济与管理 2007 附录I：Evi
18、ews 输出CPI检验一阶差分CUR检验 一阶差分GDP检验 一阶差分M2检验一阶差分VAR(2)VAR Model:CPI = C(1,1)*CPI(-1) + C(1,2)*CPI(-2) + C(1,3)*CUR(-1) + C(1,4)*CUR(-2) + C(1,5)*GDP(-1) + C(1,6)*GDP(-2) + C(1,7)*M2(-1) + C(1,8)*M2(-2) + C(1,9)CUR = C(2,1)*CPI(-1) + C(2,2)*CPI(-2) + C(2,3)*CUR(-1) + C(2,4)*CUR(-2) + C(2,5)*GDP(-1) + C(2,
19、6)*GDP(-2) + C(2,7)*M2(-1) + C(2,8)*M2(-2) + C(2,9)GDP = C(3,1)*CPI(-1) + C(3,2)*CPI(-2) + C(3,3)*CUR(-1) + C(3,4)*CUR(-2) + C(3,5)*GDP(-1) + C(3,6)*GDP(-2) + C(3,7)*M2(-1) + C(3,8)*M2(-2) + C(3,9)M2 = C(4,1)*CPI(-1) + C(4,2)*CPI(-2) + C(4,3)*CUR(-1) + C(4,4)*CUR(-2) + C(4,5)*GDP(-1) + C(4,6)*GDP(-2
20、) + C(4,7)*M2(-1) + C(4,8)*M2(-2) + C(4,9)VAR Model - Substituted Coefficients:=CPI = 1.124857106*CPI(-1) - 0.4547683996*CPI(-2) + 1.511486051*CUR(-1) - 0.8498504817*CUR(-2) + 0.1362033596*GDP(-1) + 0.1618957096*GDP(-2) - 0.405677195*M2(-1) + 0.4244808341*M2(-2) + 27.72510505CUR = - 0.01194265461*CP
21、I(-1) - 0.004388278825*CPI(-2) + 0.3179861839*CUR(-1) + 0.4793872145*CUR(-2) - 0.02480798379*GDP(-1) + 0.01359327784*GDP(-2) - 0.006230931848*M2(-1) + 0.004591303306*M2(-2) + 2.677881099GDP = 0.1540745662*CPI(-1) - 0.2943048658*CPI(-2) + 3.219047676*CUR(-1) - 2.185186737*CUR(-2) + 0.8484042167*GDP(-
22、1) + 0.06726451901*GDP(-2) - 0.05472096561*M2(-1) + 0.0296448784*M2(-2) + 11.39197354M2 = - 0.1637817628*CPI(-1) + 0.09545120788*CPI(-2) + 0.163044603*CUR(-1) - 0.349640555*CUR(-2) + 0.1302492865*GDP(-1) + 0.1823515022*GDP(-2) + 0.6548273*M2(-1) + 0.259191988*M2(-2) + 5.955711522最佳滞后阶数判定 取2阶滞后期VAR模型
23、单位根检验Endogenous graphJohansen检验10期脉冲方差分解附录II 数据来源货币和准货币（M2）_月末数同比增速国内生产总值增速_累计城镇登记失业率居民消费价格指数（上年=100）_当月(%)(%)月末数同比增速%2001-03128.53.2100.82001-0613.28.13.5101.42001-0912.883.499.92001-1212.18.33.799.72002-0314.38.93.899.22002-0613.58.94.299.22002-0913.69.24.199.32002-1213.69.1499.62003-0312.910.84.6
24、100.92003-0613.29.74.2100.32003-0914.410.13.7101.12003-1213.1104.4103.22004-031310.44.31032004-0614.410.94.11052004-0914.110.54.2105.22004-121410.14.2102.42005-0314.711.24.2102.72005-0614.4114.2101.62005-0915.511.14.2100.92005-1216.511.34.2101.62006-031712.44.2100.82006-0616.613.14.2101.52006-0916.8
25、12.84.1101.52006-1219.312.74.1102.82007-0318.1144.1103.32007-0618.514.54.1104.42007-0919.214.44106.22007-1220.214.24106.52008-0320.811.34108.32008-0620.7114107.12008-0921.610.64104.62008-1220.79.64.2101.22009-03216.64.398.82009-0620.47.54.398.32009-0919.68.24.399.22009-1218.19.24.3101.92010-0319.4124.2102.42010-0619.111.24.2102.92010-0919.110.74.1103.62010-1217.510.44.1104.62011-0316.29.74.1105.42011-0615.39.64.1106.42011-0913.639.44.1106.1
