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我國貨幣供應量與物價關系實證分析 -精品資料 本文檔格式為 WORD,感謝你的閱讀。 最新最全的 學術論文 期刊文獻 年終總結 年終報告 工作總結 個人總結 述職報告 實習報告 單位總結 基金項目:本文是 2011年教育部課題 “ 全球金融監(jiān)管重建與中國宏 觀金融審慎監(jiān)管 ” 課題的內容,項目編號:11YJA790116 F832 A 內容摘要:本文以我國 2000年 1 月 -2012年 5 月的數(shù)據(jù)為樣本,運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、 Granger因果檢驗的計量方法研究我國貨幣供應量與物價水平之間的關系,并提出了提高貨幣政策有效性和穩(wěn)定物價水平的有關政策建議。 關鍵詞:貨幣供給 物價水平 實證分析 根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計顯示,自從 2007年以來我國居民消費價格總水平開始不斷攀升,每個月的 CPI都超過國際公認的 3.0%的輕微通貨膨脹底線, 2008年全年 CPI指數(shù)上漲 5.9%(本文中所提到 CPI相關數(shù)據(jù)均出自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站:http: /./tjgb/),出現(xiàn)持續(xù)通脹現(xiàn)象。雖然從 2009年開始, CPI出現(xiàn)了回落,但 PPI指標仍然較高,外貿順差繼續(xù)擴大,而且進出口總額占 GDP的份額明顯過大,我國對外依存度擴大,內外失衡,虛擬經(jīng)濟的不斷膨脹引發(fā)了對經(jīng)濟過熱的擔憂,央行被動投放基礎貨幣。貨幣增長率上升雖然不是通貨膨脹的唯一原因,但它們之間存在著一定的聯(lián)系,貨幣供應量的增加迫使總需求的 “ 主動增加 ” ,尤其是促進了資產(chǎn)價格的上漲,然后通過傳導機制影響食品價格并有引發(fā)通脹的可能,進而影響經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。 文獻綜述 (一)國外文獻綜述 西方學者 Bernanke( 1992)在聯(lián)辦基金利 率與貨幣政策傳導渠道中,利用 Granger因果檢驗方法檢驗了 M1、M2、聯(lián)邦基金利率、票據(jù)利率與物價和產(chǎn)出的關系,認為基金利率是經(jīng)濟的 Granger原因。 Mishkin( 2001)通過對加拿大1971-1999年的數(shù)據(jù)進行實證分析,認為貨幣供應量與物價水平存在一定關系,貨幣供應量能有效解釋物價水平的短期波動。 (二)國內文獻綜述 楊建明( 2003)在收集整理我國季度 CPI和 GDP數(shù)據(jù)的基礎上,利用均衡修正模型對中國 1986-2001年貨幣供應量變動與產(chǎn)出、物價相關性進行協(xié)整分析。其經(jīng)驗 證據(jù)表明,在整個樣本期內,狹義貨幣 M1與通貨膨脹、經(jīng)濟增長之間不存在穩(wěn)定的長期均衡關系。廣義貨幣 M2與通貨膨脹、經(jīng)濟增長之間雖然存在穩(wěn)定的長期均衡關系。孟祥蘭、雷茜( 2011)用向量誤差模型以及脈沖響應和方差分解的方法對中國貨幣供應、物價水平與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究,認為短期內物價水平與貨幣供應量之間相互影響、互相促進。貨幣供應對經(jīng)濟增長的影響具有促進效應,長期內貨幣非中性。吳軍( 2004)通過理論推導和實證分析,得出隨經(jīng)濟的高速增長和體制轉軌,經(jīng)濟均衡機制由資源約束型向需求約束型過渡,貨幣對實質經(jīng)濟的 影響也逐漸減弱,處于由 “ 非中性 ” 向 “ 中性 ” 轉變的過程之中,從而削弱了貨幣政策對擴張有效需求、刺激經(jīng)濟增長的作用。 綜上所述,國內外學者對于貨幣供應量與物價水平的實證分析已經(jīng)比較完善,認為短期內貨幣供應量與物價存在長期均衡關系,但在貨幣和物價水平的長期關系上還有一定分歧。本文在借鑒國內外研究成果的基礎上,對我國 2000年 1 月 -2012年 5 月的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗、 Granger因果檢驗,并做進一步分析。 我國貨幣供應量與物價水平關系實證分析 (一)數(shù)據(jù)選取 本文 采用計量經(jīng)濟學的方法來量化貨幣供應量與物價水平之間的關系。在計量經(jīng)濟學中,研究兩個變量之間的關系有多種途徑,對于因果關系這一特定的邏輯關系,最為常用的辦法是對可能存在因果關系的兩組變量的序時數(shù)列進行 Granger因果關系檢驗。本文選取廣義貨幣量( M2)代表貨幣供應量,居民消費價格指數(shù)( CPI)代表物價水平。廣義貨幣量包括流通中的現(xiàn)金及銀行活期存款,為衡量經(jīng)濟體系中貨幣供應量的常用指標。居民消費價格指數(shù)衡量了與公共日常生活息息相關的消費品價格的變動情況,是公眾最為關心的反映價格水平的指標。 (二)單 位根檢驗 ADF檢驗方法 Phillips( 1987)證明,如果兩個時間序列都服從單位根過程,那么,即使它們之間不存在任何相關性,當樣本容量增大時,以一個時間序列對另一個時間序列回歸也總能得到顯著的參數(shù),這就是所謂的 “ 偽回歸 ” 問題。因此,在時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析中,首先應檢驗各時間序列是否服從單位根的過程。 本文采用擴展的迪克 -福勒檢驗( ADF檢驗)。運用Eviews6.0軟件進行分析,基本理論方程是 R=1Rt -1+1 。 原假設 H0: 10 ,即存在單位根,變量 R 不服從隨機游走或稱不平穩(wěn);備擇假設 H1: 10 ,即不存在單位根,變量 R 服從隨機游走或稱是平穩(wěn)的。 由表 1 可見,在水平檢驗中,兩個變量的 ADF值均達不到顯著水平為 5%的臨界值,檢驗結果不拒絕原假設,即兩個變量均不是平穩(wěn)序列,或存在單位根。在一階差分檢驗中,拒絕原假設,統(tǒng)計量達到了小于顯著水平為 1%臨界值的水平,能夠有效地拒絕原假設,并且在這一方程形勢下,不存在方程的系數(shù)不能通過顯著性檢驗的情況。由此, 2000年 1 月 -2012年 5 月貨幣供應量和居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)的原序列不平穩(wěn),一階差分序列平穩(wěn),兩個變量都 是一階單整的,即 M2 I( 1), CPI I( 1)。 (三)協(xié)整檢驗 協(xié)整檢驗的目的在于判斷兩個變量是否存在著長期穩(wěn)定的關系。由于 M2 I( 1), CPI I( 1),兩者可能存在協(xié)整關系,因此有必要進行協(xié)整檢驗。本文采用恩格爾 -Granger( EG)兩步法進行協(xié)整檢驗。 第一步:對 CPI=C1+C2*M2+u進行 OLS回歸,得到回歸方程: CPI=100.7182+0.049706*M2 ( 280.8739) ( 6.240422) 括號中為對應參數(shù)的 t 值。 第二步:從該回歸方程中提取殘差 u,并對其做 ADF單位根檢驗。其結果如表 2 所示。由表 2 可知,殘差的 ADF統(tǒng)計量為 -2.963381,小于各顯著水平的臨界值,因此殘差序列在1%的顯著水平下沒有平方根,即該序列是平穩(wěn)的。由此可知,M2和 CPI有協(xié)整關系,上述回歸方程CPI=100.7182+0.049706*M2 是合理的。它表明 M2增加 1 萬億元時, CPI變動 0.028173個百分點。 (四) Granger因果檢驗 貨幣供應量和居民消費價格指數(shù)兩個變量都是同階單整且變量間存在協(xié)整關系 ,可根據(jù) Granger檢驗二者的因果關系。 Granger因果關系檢驗的原理是,假定有關變量的預測信息全部包含在變量的時間序列中。如果變量 X 的變化先于變量Y 的變化,則變量 X 是導致變量 Y 的原因,因此,利用 X 和 Y的滯后值對 Y 進行預測比只用 Y 的滯后值進行預測產(chǎn)生的誤差小,則定義 X 是 Y 的 Granger原因。在滯后期的選擇上,本文選取了通過建立 VAR模型,計算 ACI和 SC值,選取二者最小時所對應的滯后期作為 Granger檢驗最恰當滯后期的方法。表3 顯示了不同階數(shù)時 AIC和 SC值,最佳滯后期為 2。 對兩組變量進 行 Granger因果關系檢驗,檢驗結果如表4 所示。 統(tǒng)計結果顯示,當滯后期為 2 時,貨幣供應量是居民消費價格指數(shù)變化的原因,而居民消費價格指數(shù)不是貨幣供應量變動的原因。 結論及建議 本文運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、 Granger因果檢驗法,對 2000年 1 月 -2012年 5 月的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行實證分析,得出以下結論:在整個樣本期內我國貨幣供應量和居民消費價格指數(shù)之間存在協(xié)整關系。貨幣供應量的變動會影響物價變動,但效果甚微。在短期內貨幣供應量增加 1 萬億元時,居民消費價格指數(shù)只變動 0.028173個百分點。究其原因,可能在于以下幾個方面的原因:第一,我國的各種保障機制還不夠健全,居民儲蓄傾向較高,當前在教育、住房、醫(yī)療等方面雖然有一定的發(fā)展,但還不夠完善。第二,我國當前投資渠道尚在發(fā)展,銀行存款成為居民和企業(yè)投資的主要選擇,導致貨幣流通速度下降,及國民財富并未形成有效的消費需求。第三,我國利率市場化程度較低,造成貨幣政策的利率渠道傳導不暢,央行難以通過貨幣供應來影響利率。 針對以上問題,為提高貨幣政策的有效性并穩(wěn)定物價,筆者建議:第一,加速利率與匯率的市場化,形成以市場資金供求為基礎, 以中央銀行基準利率為引導,貨幣市場利率為中介的利率形成和傳導機制,發(fā)揮利率的市場導向功能。使其真正成為央行調節(jié)貨幣供求、居民決定消費支出、企業(yè)選擇投資機會的資金價格信號。同時,以市場化的利率來約束企業(yè)的信貸行為,從而提高其對利率的敏感度;第二,將銀行間拆借利率作為未來的基準利率,并增強其使用的廣泛性。在中國并沒有一個被廣泛接受的基準利率。在美歐日等發(fā)達國家,基準利率都是銀行間隔夜拆借利率。而在中國,目前的基準利率依然是一年期銀行存貸款利率。這一利率的期限結構較長,不能反映極短期內貸款成本的變動。一年期銀行存 貸款利率,也很難被作為固定收益證券產(chǎn)品(如國債)的定價基礎 ;第三,推進金融市場的進一步建設,拓寬居民投資融資渠道,優(yōu)化資金配置,從而提高貨幣政策的有效性。 參考文獻: 1.楊建明 .我國貨幣供應量對產(chǎn)出、物價預測能力的實證研究 J.南開經(jīng)濟研究, 2003( 1) 2.黃小雄 .關于我國貨幣供應量與物價指數(shù)反常規(guī)關系問題研究 D.湖南大學, 2006 3.吳衛(wèi)紅,謝家智 .我國貨幣供應量與物價關系研究的文獻綜述 J.區(qū)域金融研究, 2012( 3) 4.孟祥蘭,雷茜 .我國貨幣供應與經(jīng)濟增長及物價水平關系研究 J.統(tǒng)計研究, 2011, 28( 3) 5.趙蕾 .貨幣供應量與物價水平關系實證研究 J.商業(yè)時代, 2012( 3) 6.李曉玲 .基于協(xié)整理論貨幣供應量與經(jīng)濟增長、物價水平關系研究 J.經(jīng)濟問題, 2012( 3) 7.牛筱穎 .我國貨幣供應量與物價、產(chǎn)出之間關系的檢驗 J.統(tǒng)計與決策, 2005( 22) 8.劉笑誦 .我國貨幣供應量與通貨膨脹關系的實證研究J.中國商貿, 2011( 33) 閱讀相關文檔 :視覺藝術之形象設計 圖案的意義 產(chǎn)業(yè)集群治理集體行動的影響因素分析 美女說她很難過 信息系統(tǒng)項目績效五維評價管理 西岸計劃 一個 “ 反雙年展 ” 的雙年展 對 GSM技術在水土保持監(jiān)測之中的應用探究 企業(yè)員工培訓與獎勵 論意志自由 小小面膜炫 “ 特技 ” 做實基本養(yǎng)老保險個人賬戶存在的問題及對策探討 地理標志視角下旅游商品開發(fā)及案例研究 中國經(jīng)濟

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