我國貨幣供應(yīng)量與物價(jià)關(guān)系實(shí)證分析[精品資料]

我國貨幣供應(yīng)量與物價(jià)關(guān)系實(shí)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(xué)術(shù)論文 期刊文獻(xiàn) 年終總結(jié) 年終報(bào)告 工作總結(jié) 個(gè)人總結(jié) 述職報(bào)告 實(shí)習(xí)報(bào)告 單位總結(jié) 基金項(xiàng)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(nèi)容，項(xiàng)目編號(hào)：11YJA790116 F832 A 內(nèi)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(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、 Granger因果檢驗(yàn)的計(jì)量方法研究我國貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間的關(guān)系，并提出了提高貨幣政策有效性和穩(wěn)定物價(jià)水平的有關(guān)政策建議。 關(guān)鍵詞：貨幣供給 物價(jià)水平 實(shí)證分析 根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)顯示，自從 2007年以來我國居民消費(fèi)價(jià)格總水平開始不斷攀升，每個(gè)月的 CPI都超過國際公認(rèn)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(guān)數(shù)據(jù)均出自中國國家統(tǒng)計(jì)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(biāo)仍然較高，外貿(mào)順差繼續(xù)擴(kuò)大，而且進(jìn)出口總額占 GDP的份額明顯過大，我國對(duì)外依存度擴(kuò)大，內(nèi)外失衡，虛擬經(jīng)濟(jì)的不斷膨脹引發(fā)了對(duì)經(jīng)濟(jì)過熱的擔(dān)憂，央行被動(dòng)投放基礎(chǔ)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(yīng)量的增加迫使總需求的 “ 主動(dòng)增加 ” ，尤其是促進(jìn)了資產(chǎn)價(jià)格的上漲，然后通過傳導(dǎo)機(jī)制影響食品價(jià)格并有引發(fā)通脹的可能，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。 文獻(xiàn)綜述 （一）國外文獻(xiàn)綜述 西方學(xué)者 Bernanke（ 1992）在聯(lián)辦基金利 率與貨幣政策傳導(dǎo)渠道中，利用 Granger因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)了 M1、M2、聯(lián)邦基金利率、票據(jù)利率與物價(jià)和產(chǎn)出的關(guān)系，認(rèn)為基金利率是經(jīng)濟(jì)的 Granger原因。 Mishkin（ 2001）通過對(duì)加拿大1971-1999年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平存在一定關(guān)系，貨幣供應(yīng)量能有效解釋物價(jià)水平的短期波動(dòng)。 （二）國內(nèi)文獻(xiàn)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(chǔ)上，利用均衡修正模型對(duì)中國 1986-2001年貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與產(chǎn)出、物價(jià)相關(guān)性進(jìn)行協(xié)整分析。其經(jīng)驗(yàn) 證據(jù)表明，在整個(gè)樣本期內(nèi)，狹義貨幣 M1與通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長之間不存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。廣義貨幣 M2與通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長之間雖然存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。孟祥蘭、雷茜（ 2011）用向量誤差模型以及脈沖響應(yīng)和方差分解的方法對(duì)中國貨幣供應(yīng)、物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為短期內(nèi)物價(jià)水平與貨幣供應(yīng)量之間相互影響、互相促進(jìn)。貨幣供應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響具有促進(jìn)效應(yīng)，長期內(nèi)貨幣非中性。吳軍（ 2004）通過理論推導(dǎo)和實(shí)證分析，得出隨經(jīng)濟(jì)的高速增長和體制轉(zhuǎn)軌，經(jīng)濟(jì)均衡機(jī)制由資源約束型向需求約束型過渡，貨幣對(duì)實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)的 影響也逐漸減弱，處于由 “ 非中性 ” 向 “ 中性 ” 轉(zhuǎn)變的過程之中，從而削弱了貨幣政策對(duì)擴(kuò)張有效需求、刺激經(jīng)濟(jì)增長的作用。 綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平的實(shí)證分析已經(jīng)比較完善，認(rèn)為短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)存在長期均衡關(guān)系，但在貨幣和物價(jià)水平的長期關(guān)系上還有一定分歧。本文在借鑒國內(nèi)外研究成果的基礎(chǔ)上，對(duì)我國 2000年 1 月 -2012年 5 月的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、 Granger因果檢驗(yàn)，并做進(jìn)一步分析。 我國貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平關(guān)系實(shí)證分析 （一）數(shù)據(jù)選取 本文 采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來量化貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平之間的關(guān)系。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，研究兩個(gè)變量之間的關(guān)系有多種途徑，對(duì)于因果關(guān)系這一特定的邏輯關(guān)系，最為常用的辦法是對(duì)可能存在因果關(guān)系的兩組變量的序時(shí)數(shù)列進(jìn)行 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文選取廣義貨幣量（ M2）代表貨幣供應(yīng)量，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（ CPI）代表物價(jià)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(jì)體系中貨幣供應(yīng)量的常用指標(biāo)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)衡量了與公共日常生活息息相關(guān)的消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)情況，是公眾最為關(guān)心的反映價(jià)格水平的指標(biāo)。 （二）單 位根檢驗(yàn) ADF檢驗(yàn)方法 Phillips（ 1987）證明，如果兩個(gè)時(shí)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(guān)性，當(dāng)樣本容量增大時(shí)，以一個(gè)時(shí)間序列對(duì)另一個(gè)時(shí)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(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析中，首先應(yīng)檢驗(yàn)各時(shí)間序列是否服從單位根的過程。 本文采用擴(kuò)展的迪克 -福勒檢驗(yàn)（ ADF檢驗(yàn)）。運(yùn)用Eviews6.0軟件進(jìn)行分析，基本理論方程是 R=1Rt -1+1 。 原假設(shè) H0： 10 ，即存在單位根，變量 R 不服從隨機(jī)游走或稱不平穩(wěn)；備擇假設(shè) H1： 10 ，即不存在單位根，變量 R 服從隨機(jī)游走或稱是平穩(wěn)的。 由表 1 可見，在水平檢驗(yàn)中，兩個(gè)變量的 ADF值均達(dá)不到顯著水平為 5%的臨界值，檢驗(yàn)結(jié)果不拒絕原假設(shè)，即兩個(gè)變量均不是平穩(wěn)序列，或存在單位根。在一階差分檢驗(yàn)中，拒絕原假設(shè)，統(tǒng)計(jì)量達(dá)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(shè)，并且在這一方程形勢(shì)下，不存在方程的系數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)的情況。由此， 2000年 1 月 -2012年 5 月貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)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(gè)變量都 是一階單整的，即 M2 I（ 1）， CPI I（ 1）。 （三）協(xié)整檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn)的目的在于判斷兩個(gè)變量是否存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。由于 M2 I（ 1）， CPI I（ 1），兩者可能存在協(xié)整關(guān)系，因此有必要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用恩格爾 -Granger（ EG）兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。 第一步：對(duì) CPI=C1+C2*M2+u進(jìn)行 OLS回歸，得到回歸方程： CPI=100.7182+0.049706*M2 （ 280.8739） （ 6.240422） 括號(hào)中為對(duì)應(yīng)參數(shù)的 t 值。 第二步：從該回歸方程中提取殘差 u，并對(duì)其做 ADF單位根檢驗(yàn)。其結(jié)果如表 2 所示。由表 2 可知，殘差的 ADF統(tǒng)計(jì)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(guān)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(shí)， CPI變動(dòng) 0.028173個(gè)百分點(diǎn)。 （四） Granger因果檢驗(yàn) 貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)兩個(gè)變量都是同階單整且變量間存在協(xié)整關(guān)系 ，可根據(jù) Granger檢驗(yàn)二者的因果關(guān)系。 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理是，假定有關(guān)變量的預(yù)測信息全部包含在變量的時(shí)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(dǎo)致變量 Y 的原因，因此，利用 X 和 Y的滯后值對(duì) Y 進(jìn)行預(yù)測比只用 Y 的滯后值進(jìn)行預(yù)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(jì)算 ACI和 SC值，選取二者最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的滯后期作為 Granger檢驗(yàn)最恰當(dāng)滯后期的方法。表3 顯示了不同階數(shù)時(shí) AIC和 SC值，最佳滯后期為 2。 對(duì)兩組變量進(jìn) 行 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示。 統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)滯后期為 2 時(shí)，貨幣供應(yīng)量是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化的原因，而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不是貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的原因。 結(jié)論及建議 本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、 Granger因果檢驗(yàn)法，對(duì) 2000年 1 月 -2012年 5 月的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：在整個(gè)樣本期內(nèi)我國貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系。貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)影響物價(jià)變動(dòng)，但效果甚微。在短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量增加 1 萬億元時(shí)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)只變動(dòng) 0.028173個(gè)百分點(diǎn)。究其原因，可能在于以下幾個(gè)方面的原因：第一，我國的各種保障機(jī)制還不夠健全，居民儲(chǔ)蓄傾向較高，當(dāng)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(dāng)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(dǎo)致貨幣流通速度下降，及國民財(cái)富并未形成有效的消費(fèi)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(dǎo)不暢，央行難以通過貨幣供應(yīng)來影響利率。 針對(duì)以上問題，為提高貨幣政策的有效性并穩(wěn)定物價(jià)，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(chǔ)， 以中央銀行基準(zhǔn)利率為引導(dǎo)，貨幣市場利率為中介的利率形成和傳導(dǎo)機(jī)制，發(fā)揮利率的市場導(dǎo)向功能。使其真正成為央行調(diào)節(jié)貨幣供求、居民決定消費(fèi)支出、企業(yè)選擇投資機(jī)會(huì)的資金價(jià)格信號(hào)。同時(shí)，以市場化的利率來約束企業(yè)的信貸行為，從而提高其對(duì)利率的敏感度；第二，將銀行間拆借利率作為未來的基準(zhǔn)利率，并增強(qiáng)其使用的廣泛性。在中國并沒有一個(gè)被廣泛接受的基準(zhǔn)利率。在美歐日等發(fā)達(dá)國家，基準(zhǔn)利率都是銀行間隔夜拆借利率。而在中國，目前的基準(zhǔn)利率依然是一年期銀行存貸款利率。這一利率的期限結(jié)構(gòu)較長，不能反映極短期內(nèi)貸款成本的變動(dòng)。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(jià)基礎(chǔ) ；第三，推進(jìn)金融市場的進(jìn)一步建設(shè)，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(xiàn)： 1.楊建明 .我國貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出、物價(jià)預(yù)測能力的實(shí)證研究 J.南開經(jīng)濟(jì)研究， 2003（ 1） 2.黃小雄 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