我国货币政策效应实证分析的VAR模型剖析

1、我国货币政策效应实证分析的VAR模型采用为了研究货币供应量和利率的变动对经济波动的长期影响和短期影响及其贡献度,我国1995年1季度2007年4季度的季度数据，并对变量进行了季节调整。设居民消费价格指数为CPI_90 (1990年1季度=1)、居民消费价格指数增长率为CPI、实际GDP的对数In(GDP/CPI_90)为 ln(gdp)、实际 M1 的对数 In(M1/CPI_90)为 In(m1)和实际利率 rr (一年 期存款利率R-CPI )。利用VAR(p)模型对Aln(gdp), . Jn(m1)和rr, 3个变量之间的关系进行实证研究，其中实际GDP和实际M1以对数差分的形式出现在

2、模型中，而实际利率没有取对数。rrt、* rrrr”Al n( m1)t=C2+!也 In(m1) 口+p也 ln (m1)t_p+St21 n(gdp)t&3 j严ln(gdp)丿严 ln(gdp)t“ j、建立VAR模型VAR Specrflcation图1 : VAR模型建模窗口刍祜.首陆片IE创吝愴:&iiCbO*吕总m詩q吕殆屮辛T 口伞爭0*4 NQ07O4I Indudlacl -Q!DsafVflJiliin$: 44 :idt*呈q*塁 Bfcfirbdojrdl orronfi In ( & l-AtafalsliiQA In 11RR口l_OQ-0.33770B(0.1

3、ISIS)L-J 9*60(0.0010 1 r7?&7dijo.ooaniDLOGM i_P_3A-1-1 50007* (id 1?&3 -fl 14OB017794633 0.14415|DLOGCG 口 尸_尸_日 A(-1 J)-4.0023-93 (14.5211)-0.Z75A3-O.4Q375B (O.23SH1) I-1.7-1TMI-0 i-Z.9B745iJDLOGtGDP.P-S-jjI 1 3.2262(0.21*7& l-o训-003303 ro.iSTdie j-0 22210jUO -17073010 &7776) f 0 251SQ0 O4Q-5i7 (U 0

4、1OQ7I | 3 E涉&日E0 03伞曹0Q CO QD774J S.O7&4OR-squared0.84969S0.1724930.366395Adj. R-squaredQ 弗822000542700 275881Sumsq. re Eids37.266260.0097630.004859S.E. equaUonD.941962D.0152510.010756F-slatistic39.571211 4691464047901Log livelihood62215613922C0156.3319AkaikeAlC2B49S60-5396737-5.5173Schwarz SC3.1201

5、20*5.126477剧24州Mean deperident1 5740820 0339150024401S D.dependent2.2727260.0156830.012640Detemninantresid covariance (dofadj.：155E-08Determinant resid cnariance9.75E-B9Log likelihood243.S311Afcaike informalioncritenori9.074739Schwarz criterion-8.253958图2: VAR模型回归结果rrt*0.17 *1.32-1.51-4.0、Aln( m1)t0

6、.04+-0.0020.178-0.404A ln( m1)tIn(gdp)t)少039 1-0.005-0.004-0.495 Jfln (gdp)t)0.387-11.217.55 讦+0.003-0.124-0.002Al n( m1)t/+e2t,0.0040.015-0.034 八Al n(gdp)2 丿ExciludedChhSQerrProb.RR4.7214S42 .0944OLOG(GDP3.5160032 -1724All8.27094640.0*821Dependent variable: DLOG(GDP_P_SA)ExdudledlChinsqdfProb.RR9.5

7、1546420.0086DLCG(M1_P.0.02162720.9892All12.09544- 0147图3: Gran ger因果关系检验结果在实际利率方程中， 不能拒绝实际 M1、实际GDP不是实际利率的 Gran ger原因的原假 设，而且两者的联合检验也不能拒绝原假设，表明实际利率外生于系统， 这与我国实行固定利率制度是相吻合的；在实际 M1的方程中，无论实际利率的 Gran ger因果检验，还是联合 检验在10%的显著性水平下都不能接受原假设，说明实际利率在Granger意义下影响实际M1 ;在第三个方程(即实际GDP方程)中，实际利率在1%的显著性水平下拒绝原假设，说 明实际利

8、率对于产出具有显著Gran ger影响；而实际 M1外生于实际GDP的概率为0.9892,这可能是因为我国内需不足，大部分商品处于供大于求，因此当对货币的需求扩张时，会由于价格调整而抵消，并不会形成对货币供给的数量调整，因此对产出没有影响。三、脉冲响应函数在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型， 因此在分析VAR模型时，往往 不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化， 或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数方法(impulseresponse function，IRF)。为了得到脉冲响应函数，先建立一个 VAR模型，然后

9、在VAR工具栏中选择 View/lmpulseResponse 或者在工具栏选择Impulse，并得到下面的对话框，有两个菜单：Display和Impulse Definition 。Impulse Resp 口 risesDisplay Inpulie Ileftru lionFormatsTable Nulliple Graphs9 AiLblytic (asynpitHoule CarloResponse 伽dardParidx| 10I Accuftalftted Sespon-Ees图4 :脉冲响应函数的估计窗口从下图5中可以看出，给实际利率一个正的冲击，在第1期对实际GDP波动有最

10、大的负的影响，然后开始逐渐减弱，到第6期逐渐趋于0,但其影响都是负的。这与经济理论是相吻合的 紧缩的货币政策，对经济有负的影响；给实际 M1波动一个正的的冲击， 在第1期对实际GDP波动就有最大的正的影响， 然后震荡变小，其影响于第9期接近0,其后几 乎为0,表明增加货币供应量的扩张性政策对产出约有2年的影响。Response to Cholesky One S.D. Innovations ?2 S.E.Resp onse of DLOG(GDP_P_SA) to RRRespo nse of DLOG(GDP_P_SA) to DLOG(M1_P_SA)图5:脉冲响应函数的估计结果四、方差

11、分解脉冲响应函数描述的是 VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解(varianee decomposition)是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。为了得到 VAR的方差分解，从 VAR的工具栏中选 View/Varianee decomposition项。注 意，因为非正交的因子分解所产生的分解不具有较好的性质，所以所选的因子分解仅限于正 交的因子分解。图6:方差分解的估计窗口PenodS E.RRDLOG(M1_.D

12、LOGfGD.1 94195215.895949.840410742636521.66714317.457829.7E161072.7606731.95929217.3041410.1773472.5185242.21190216.963269.96137173.075375237&9401 9122010Q4SG273 0411262.48169916.0797210.0296873.0906012.54737416.S722610.0323573.0953982.5&797516.8591410.0309073.0999792 6130241& 86S4310 0308773.1 1070

13、102.62837016.8684010.030847310077112.63775816.8684710.0307673.10077122 64348110.8B86O10 0307773.10063132 64626716 S5863100307573.100571142.64908816.0687510.0307573.10050152.65037716.8687910.0307473.100471626511SIW8608110 0307473,100441172 65163716.8688310.0307473.10043182.65192616.8689410.0307473100

14、42Choie&Ky ordering rr LdGbii_F*_吕adLQG(Gdf_p_sa)图7:方差分解的估计结果从上面图7可以看出，不考虑实际GDP自身的贡献率，实际利率对实际GDP的贡献率先增加后减少，在第二期达到最大 17.46% (RVC1 3(2) = 48.9%)，其次，货币供应量对实际GDP的贡献率较小，且在第三期的时候贡献率达到最大,为 10.18%(RVC2；3 (3) =10.03%)。五、Johansen协整检验Johansen在1988年及在1990年与Juselius 起提出的一种以 VAR模型为基础的检验回归系数的方法，是一种进行多变量协整检验的较好的方法。

15、为了实现协整检验，从VAR对象或Group(组)对象的工具栏中选择 View/CointegrationTest即可。协整检验仅对已知非平稳的序列有效，所以需要首先对VAR模型中每一个序列进行单位根检验。EViews软件中协整检验实现的理论基础是Johansen (1991, 1995a)协整理论。在Cointegration Test Specification的对话框(下图)中将提供关于检验的详细信息:Johansen Crnntcgrationles-tCointegraton Test SpedficatjonVEC E出tri亡li勺悶DeiHTTunstic trend as-si

16、nptian of test 麗Xisijnt na dittrnLihiitiein1) Ku int*rctpt 址 trtnd in CE test2) lilt驼:pl (no trend) in CI - mJ i qrL*Ulov f&r hnear dieteminkslic trendQ 3)IjLiGrcpt &口 trdiijJ) in CT n.d tdEtIntercep I srid tren m CE & noAlim f&r ukdr4.tic d*ltrninistic tr arid.5) Inttf Cepl arid in CE - na - RTLTbS

17、unmoryB) SMJNtariie d.1 5 sets af 沾EiinpliorisEsog variaHes1* CrLtacml vtlues. hgI bt vtlid 肖ith 啊8 vumbUE： do Mt include C erLag intenaia p1 2琢spec伽 diEftrtcedlCntkal /ahesl.* N1WSin | 0.050 st erv ildrLeiiiJi图&协整检验设定对话框 =Lte D4/1171 e Timo DS -JS13Bm；pll9 Cacuwslecl)- -I995Q4 2007Q4 InclucJed obee

18、ivafflions: 46 arter adjusiments Trend assumpdfln: Linear determlnistlctrendi Series. RR LOG(M1_P_SA LOG(GDP_P_SA) Lags internal (in first differ e n 亡亡毁)l 1 io 2Linreslndc-d inGo-ralion HankTsstCTracat-typcihesized NO Of CES)EigenvalueTreStaflsflc0.05C mi cal Value尸皿严None *0-40433140.759S12B-.75707

19、0.001SAl meat 10.1373447.34806a15.494710.5375Al nncisl 20 0022150.1066243.S4 1-46B0.741 STracjii tost Iindicat; 1 Integirarting 筍n(号at ll*ia O C5- lovnll enci-tes rejflc$iiori of flhe hypofliesls at the 0.Q5 Pewi lftMadKJnnon-Haua-Mlch0lls C1S99) p-vbIubbUnreslrided Ccninlearalion Rank Test (Maximum Eigenvalue)Hypclhiesizjed Na of 百sjIgiCTTVllUQMax-EigcnD.O5 Critical ValueProtoNona w0 43433133 4117521.1312o oooeAl