货币政策与GDP的回归分析.doc

货币政策与GDP的回归分析摘要：本次作业中所采用的数据是19902013年的GDP、M2，采用的是计量经济学中的相关方法和eViews软件进行数据处理和分析，初步建立了一个简陋的一次线性回归模型，并进行了参数平稳性检验和模型检验，其中通过异方差检验和自相关检验进行计量经济检验。最后对模型进行了修改，并进行经济上的解释。关键词：国内生产总值GDP 货币流通量M2 线性回归 异方差 自相关一、引言从货币政策推动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，将导致GDP增长率上升，至于下落是由于其他原因（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增长率拉动到一个较高的水平。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、实证分析：1、数据的搜集及处理方法 货币需求量M2，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。国内生产总值GDP，1990-2013年间的GDP数据可以从中国统计年鉴中直接得到.2、模型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被解释变量，GDP X解释变量，M2 C2M2对GDP的平均影响，且0C21 随机误差，描述变量以外的因素对模型的干扰3、将样本数据利用Eviews,通过OLS的如下结果：表二Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/31/14 Time: 16:56Sample: 1990 2013Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X0.5146750.00945554.433420.0000C27950.654152.3846.7312290.0000R-squared0.992630Mean dependent var185240.6Adjusted R-squared0.992295S.D. dependent var166428.6S.E. of regression14608.98Akaike info criterion22.09632Sum squared resid4.70E+09Schwarz criterion22.19449Log likelihood-263.1558Hannan-Quinn criter.22.12236F-statistic2962.997Durbin-Watson stat0.657339Prob(F-statistic)0.000000在做了回归后，对其进行平稳性和协整性的检验。4、参数估计与检验首先对X，即M2做平稳性检验Null Hypothesis: D(X,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.5762560.1149Test critical values:1% level-3.8315115% level-3.02997010% level-2.655194*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observationsand may not be accurate for a sample size of 19再对Y，即GDP做平稳性检验Null Hypothesis: D(Y,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.5063380.1296Test critical values:1% level-3.8315115% level-3.02997010% level-2.655194*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observationsand may not be accurate for a sample size of 19对残差平稳性的检验Null Hypothesis: Y has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Fixed)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic2.7900791.0000Test critical values:1% level-3.7880305% level-3.01236310% level-2.646119*MacKinnon (1996) one-sided p-values.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。5、模型的检验经济意义的检验 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。统计推断的检验 从估计的结果可以看到，可决系数为0.992630，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：54.43342。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=22下的临界值为2.074。因为54.43342大于2.074，所以拒绝原假设。表明货币政策对GDP有显著影响。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：Heteroskedasticity Test: ARCHF-statistic1.120848Prob. F(3,17)0.3683Obs*R-squared3.467809Prob. Chi-Square(3)0.3250Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/31/14 Time: 18:45Sample (adjusted): 1993 2013Included observations: 21 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1.68E+081.11E+081.5081500.1499RESID2(-1)0.4354620.2599461.6752010.1122RESID2(-2)-0.2574180.277291-0.9283310.3662RESID2(-3)-0.0339890.259858-0.1307990.8975R-squared0.165134Mean dependent var1.88E+08Adjusted R-squared0.017804S.D. dependent var4.35E+08S.E. of regression4.31E+08Akaike info criterion42.76985Sum squared resid3.16E+18Schwarz criterion42.96881Log likelihood-445.0835Hannan-Quinn criter.42.81303F-statistic1.120848Durbin-Watson stat1.883155Prob(F-statistic)0.368344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24)，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3.467809小于7.815，所以接受原假设，表明模型中随机误差项中不存在存在异方差。这表示随着时间的推移，影响GDP的因素可能没有发生了变化。（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=0.657339，在给定显著性水平为0.05，查DW表，N=24，K（解释变量个数）=1，得下限临界值为1.273，上限临界值为1.446，因为DW统计量为0.657339小于下限临界值为1.273。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6、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自相关，利用广义差分法，对自相关进行修正。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/31/14 Time: 19:30Sample (adjusted): 1991 2013Included observations: 23 after adjustmentsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C54146.1742818.642.2645470.2206X0.4644690.0498779.3123440.0000AR(1)0.8340940.2070024.0294080.0007R-squared0.996206Mean dependent var192482.8Adjusted R-squared0.995827S.D. dependent var166257.2S.E. of regression10740.17Akaike info criterion21.52248Sum squared resid2.31E+09Schwarz criterion21.67058Log likelihood-244.5085Hannan-Quinn criter.21.55973F-statistic2625.916Durbin-Watson stat1.848232Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.83从估计的结果看，DW=1.848232与上述上限临界值为1.273相比duDW4-du,说明在5%显著性水平下广义差分后模型中已无自相关。所以也修正了自相关性。7、总结通过以上分析，我们得到如下方程：Y=54146.17+0.464469*X （42818.64） （0.049877）T= （2.264547） （9.312344）=0.995827 F=2625.916 DW=1.848232 从该模型可以看出，最近24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0.995827。其弹性系数为：E(GDP) =0.464469 ，表明在24年中，货币供应量M2平均增加1个百分点，就能拉动GDP约0.46个百分点。四、模型解释：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。众所周知，货币政策和财政政策是宏观经济的两人调控手段。近几年来采取积极的财政政策，利用政府发债投资的方