我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析报告文案.doc

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1、我国货币供应量M1与GDP关系的实证分析摘要：我国国家宏观调控的政策包括财政政策和货币政策。我国货币供应量M1与国生产总值GDP具有显著的时间性和不平稳性，通过建立VAR（3）模型，分析得出我国货币供应量M1与国生产总值GDP存在长期稳定的正相关关系。脉冲响应分析和方差分解分析，得出货币供应量M1和国民生产总值GDP均具有显著的生性，并且货币供应量M1对GDP的作用的发挥是一个长期过程，在短期效果有限，而GDP对货币供应量M1在短期有较强的影响力，而在长期影响力变弱。最后，通过建立货币供应量M1与GDP的长期ECM协整方程以与短期误差修正模型，进一步用数理方程式证明我国货币政策的作用在短期较弱

2、，在长期较显著。关键词：货币供应量M1、国生产总值GDP、VAR模型、ECM误差修正1、 货币供应量与GDP关系的理论分析1，货币供应量是货币政策的一部分，货币供应量的增加对gdp的增长有一定的刺激作用。由产出关系式可以发现，货币供应量（以狭义货币供应量m1表示）的增加，使利率降低，从而刺激投资和消费，带来产出的增加，企业收入增长，又会增加国家的税收，从而增加政府购买，流通中的货币增加又会造成汇率下降，从而刺激出口，而短期进口具有刚性，因而，总得来说，y增加，用价值表示就是gdp的增加。2，货币供应量受经济发展水平的制约，流通中的货币供应量增加速度快于经济发展速度，则会造成通货膨胀，严重的通货

3、膨胀对经济发展造成负面影响，因此，货币供应量不可能无限制增长，央行根据经济需要决定货币发行，货币发行量的政策指导性很强，具有显著的生性。3，国生产总值GDP对货币供应量有正向影响，GDP的增加，使社会各个经济单位和部门的收入增加，从而使流通中的货币总量增加，同时，GDP的增长要求社会有充足的流动性以满足物质增长的需求，因此，要求央行新发行货币以满足经济发展需要，因而国生产总值的增长刺激了货币供应量的增加。2、 数据来源文章选择了两个变量M1、GDP,M1包括现金和活期存款，是狭义的货币供应量，GDP选用的是全国的数据，两个变量选取了自1997年第一季度到2012年第三季度的季度数据，共63个样

4、本，数据来源于中经网统计数据库。3、 VAR模型观测1，M1与GDP关系的初步判断在VAR模型中，通过作图发现，Gdp与m1都是带有趋势项的非平稳时间序列，存在某种均衡关系的可能性比较大，如图1显示。通过VAR模型做GDP与M1的回归方程，分别把GDP和M1作为因变量，得到如下关系：GDP = - 0.6689*GDP(-1) - 0.9*GDP(-2) - -0.00580 -8.08555 （0.10310 ） （0.08784）6.*M1(-1) + 8.*M1(-2) + 31405.5115336 -5.00689 6.37544 2.96993 （1.34121） （1.34041

5、） （10574.5）M1 = 0.96*GDP(-1) + 0.295*GDP(-2) + 0.23666 0.32325 （0.01234） （0.01051） 0.6*M1(-1) +0.6*M1(-2) + 1634.896878 3.93467 2.48121 1.29224 （0.16047） （0.16037） （1265.16） 第一个数字表示t值，第二个数字表示标准差，两个方程的拟合优度系数分别为0.821924，0.995947，拟合的比较好，可以判定，m1与gdp之间存在某种关系。 图一2，滞后期阶数的选择特定条件下AIC赤迟信息准则和SC施瓦茨准则越小越好，图中五颗星均

6、显示应建立VAR（3）模型，即滞后期应选择3期。选择滞后期为3期的模型，AR根检验显示，所有点都位于单位圆，VAR模型是平稳的。LagLogLLRFPEAICSCHQ0-1516.823NA3.33e+1950.6274250.6972350.654731-1346.292324.00751.29e+1745.0764145.2858445.158332-1300.45284.041093.21e+1643.6817244.0307843.818263-1267.75057.77270*1.23e+16*42.72500*43.21369*42.91615*3，脉冲响应分析脉冲响应分析反映M1

7、的变化对GDP的冲击大小、GDP的变化对M1的冲击大小，以与自身的冲击大小。可以看出，gdp和m1的变动受自身影响较大，gdp变化剧烈，但始终围绕0%的变化率；m1则在自身的冲击下具有非常明显的变化，说明我国货币供应量具有生性；m1对gdp的影响力较弱，gdp的变动基本围绕0%水平线，gdp对m1的影响较明显，随着影响时间的增长，gdp每变化一个百分点，对m1的影响虽然呈震荡变化，但总体趋势是逐渐加大，在第九期达到最大值。4，方差分解分析在给定的VAR模型基础上，将不同时期gdp和m1的方差进行分解以反映变量之间的因果关系强度。从方差分解图形可以看出，gdp的预测误差基本由其自身决定，在第一期

8、完全由其自身决定，随着时间增长，gdp的预测误差受其他因素影响力变大，但依然绝大部分受其自身影响，在第十期达到最小，但依然保持在82%以上，m1的预测误差也基本受自身影响，随着时间增长，影响力越来越大，达到80%，说明gdp和m1的增长极具生性。M1对gdp的影响随着时间的推移呈上升趋势，基本达到20%，而在第一期，影响力基本为零，说明m1对gdp的影响是一个长期的过程，在短期效果不显著。Gdp对m1的影响较m1对gdp的影响大，在第一期达到最高值37%，但随着时间的推移，影响力逐渐下降，但保持在20%，说明gdp对m1的影响在短期很显著，在长期不够显著，因为m1的增长具有在性。5，Grang

9、er因果关系检验对gdp和m1做单位根检验发现，他们都是无常数项无趋势项的二阶平稳时间序列有无常数项和趋势项t值1%临界值5%临界值10%临界值P值结论gdp均无2.292597-2.605442-1.946549-1.6131810.9943非平稳dd(gdp)均无-317.5222-2.605442-1.946549-1.6131810.0000平稳m1均无3.805356-2.605442-1.946549-1.6131810.9999非平稳dd(m1)均无-4.029736-2.605442-1.946549-1.6131810.0001平稳对gdp，m1二阶差分变成平稳时间序列后进行

10、Granger因果关系检验，发现，两个假设的概率0.0379，0.0004均小于0.05的临界值，拒绝原假设，可知，m1是gdp的原因，gdp是m1的原因，也就是gdp与m1互为因果关系，这也表明，货币供应量的货币政策能起到作用，但货币供应量的数量也受经济总量的影响，也就是说，货币政策发挥作用要受到经济发展的限制。Lags: 3Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.DDM1 does not Granger Cause DDGDP583.023650.0379DDGDP does not Granger Cause DDM17.268580.0004（DDM1，

11、DDGDP分别表示对m1和gdp的二阶差分）6，Johansen协整检验对gdp和m1做Johansen协整检验发现，68.8951012.32090，64.7527111.22480也就是迹统计量均大于5%水平下的临界值，且p值为0.0000，小于0,05，拒绝原假设（No. of CE(s)），也即是gdp和m1可以进行协整。Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.66013768.8

12、951012.320900.0000At most 1 *0.0667104.1423884.1299060.0496Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)HypothesizedMax-Eigen0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.66013764.7527111.224800.0000At most 1 *0.0667104.1423884.1299060.0496四、ECM模型的建立运用ols对gdp与m1的差分进行回归，接

13、着对残差进行单位根检验，可以发现t值小于5%水平下的临界值，且DW值远远大于5%水平下的临界值，说明残差没有单位根，是平稳的。gdp与m1可协整。t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.5339870.0121Test critical values:1% level-2.6061635% level-1.94665410% level-1.613122回归分析去掉了常数项，p值小于0.05，通过检验最终长期协整关系为： gdp=1.009*m1 17.04 调整的可决系数为0.563误差修正（ECM)分析将非均衡误差

14、e引入到模型1.1中，同时，为了消除e的自相关，在模型中加入dgdp和dm1的滞后项得模型1.2，dgdp=a*dm1+c+b*e(-1) （1.1）dgdp=*dm1(-i)+*dgdp(-j)+e(-1)+c （1.2）经反复修正，最终可得如下短期协整关系：dgdp=0.67*dm1-0.55*dgdp(-1)-0.75*dgdp(-2)-0.62*e(-1)-0.93*dgdp(-3)+13067.382.138412 -7.092799 -13.77512 -5.850854 -32.20934 6.840581 （0.315075） （0.077692） （0.054466） （0.

15、106489） （0.028864） （1910.273） 0.0371 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000调整的可决系数为0.992274，拟合的非常好。分析发现，长期货币供应量对gdp的影响系数为1.009，而在短期影响系数为0.67，说明货币供应量对gdp的影响是一个长期过程，也即国家货币政策的实施在短期效果并不明显。短期协整关系也表明，gdp的变化具有很强的生性，gdp的增长受前一期，前两期，前三期gdp的影响，并且是负影响，这说明gdp不可能无限制增长，而且货币供应量对gdp的长期均衡效应对短期动态效应的修正幅度为62%，如果上一年的gdp的长期均衡

16、误差e为负，则通过误差修正项使本年的gdp往高的方向调整，反之，如果上一年gdp的增长速度过快，则通过货币供应量作用使gdp的增长幅度调低，即货币供应量对gdp起调控作用，但是，这种调控还是受gdp自身的生性影响。4、 结论1，货币供应量与国民收入呈正相关关系，并且有稳定的长期关系，通过建立长期关系和短期关系，可以预测货币供应量的增加对国民收入增长的贡献；2，货币供应量和国民收入的增长有生性，货币供应量的增加对国民收入的影响主要是长期影响，在短期并不显著，说明国家实施货币政策在短期效果并不好，货币政策只有在长期才能发挥显著的宏观调控作用；反过来，国民收入对货币供应量的影响在短期较为显著，经济的

17、发展，国民收入的增加，要求货币供应量有相应的增长，因此，经济发展的状况是国家实施货币政策的依据；3，国家实施货币政策应该正确预测经济发展情况，货币政策不可过于宽松或过于紧缩，国家应加强宏观调控，在短期加强财政政策力度，在长期加强货币政策力度。六、参考文献1戴建军.我国货币供应量与国生产总值关系的实证研究J.财经理论与实践.20072王中昭.计量经济学实验与例题分析M.科学技术.20043何剑.计量经济学实验和Eviews使用.M.中国统计.20104晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南M.南开大学.20045巍.昭.计量经济学软件：Eviews操作简明教程M.暨南大学.20096庞浩.计量经济学M.西南财经大学.20017保法.经济计量学M.经济科学.2005