货币政策与GDP的回归分析

1、货币政策与GDP的回归分析    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

2、，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

3、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   C2M2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

4、作为中介目标。（具体详见备注）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

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        301.9902四参数估计与检验(一)，将样本数

16、据导入Eviews,通过OLS的如下结果：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再对X，即M2做平稳性检验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对残差平稳性的检验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，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

34、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。异方差的检验，利用ARCH检验，得到如下结果：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

39、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：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: 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比较二

47、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: 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

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 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