货币政策与GDP的回归分析.docx

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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