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我国广义货币供应量分布滞后模型
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我国广义货币供应量分布滞后模型
2015-04-27

我国广义货币供应量分布滞后模型

货币主义学派认为,产生通货膨胀的必要条件是货币的超量供应。物价变动与货币供应量的变化有着较为密切的联系,但是二者之间的关系不是瞬时的,货币供应量的变化对物价的影响存在一定时滞。有研究表明,西方国家的通货膨胀时滞大约为23个季度。

在中国,大家普遍认同货币供给的变化对物价具有滞后影响,但滞后期究竟有多长,还存在不同的认识。下面采集19962005年全国广义货币供应量和物价指数的月度数据(见表6-1)对这一问题进行研究。

6-1       19962005年全国广义货币供应量及物价指数月度数据

月度

广义货币M2

(千亿元)

广义货币增长量M2z

(千亿元)

居民消费价格同比指数tbzs

月度

广义货币M2

(千亿元)

广义货币增长量M2z

(千亿元)

居民消费价格同比指数tbzs

Jan-96

58.401

Oct-00

129.522

-0.9518

100

Feb-96

63.778

5.377

109.3

Nov-00

130.9941

1.4721

101.3

Mar-96

64.511

0.733

109.8

Dec-00

134.6103

3.6162

101.5

Apr-96

65.723

1.212

109.7

Jan-01

137.5436

2.9333

101.2

May-96

66.88

1.157

108.9

Feb-01

136.2102

-1.3334

100

Jun-96

68.132

1.252

108.6

Mar-01

138.7445

2.5343

100.8

Jul-96

69.346

1.214

108.3

Apr-01

139.9499

1.2054

101.6

Aug-96

72.309

2.963

108.1

May-01

139.0158

-0.9341

101.7

Sep-96

69.643

-2.666

107.4

Jun-01

147.8097

8.7939

101.4

Oct-96

73.1522

3.5092

107

Jul-01

149.2287

1.419

101.5

Nov-96

74.142

0.9898

106.9

Aug-01

149.9418

0.7131

101

Dec-96

76.0949

1.9529

107

Sep-01

151.8226

1.8808

99.9

Jan-97

78.648

2.5531

105.9

Oct-01

151.4973

-0.3253

100.2

Feb-97

78.998

0.35

105.6

Nov-01

154.0883

2.591

99.7

Mar-97

79.889

0.891

104

Dec-01

158.3019

4.2136

99.7

Apr-97

80.818

0.929

103.2

Jan-02

159.6393

1.3374

99

May-97

81.151

0.333

102.8

Feb-02

160.9356

1.2963

100

Jun-97

82.789

1.638

102.8

Mar-02

164.0646

3.129

99.2

Jul-97

83.46

0.671

102.7

Apr-02

164.5706

0.506

98.7

Aug-97

84.746

1.286

101.9

May-02

166.061

1.4904

98.9

Sep-97

85.892

1.146

101.8

Jun-02

169.6012

3.5402

99.2

Oct-97

86.644

0.752

101.5

Jul-02

170.8511

1.2499

99.1

Nov-97

87.59

0.946

101.1

Aug-02

173.2509

2.3998

99.3

Dec-97

90.9953

3.4053

100.4

Sep-02

176.9824

3.7315

99.3

Jan-98

92.2114

1.2161

100.3

Oct-02

177.2942

0.3118

99.2

Feb-98

92.024

-0.1874

99.9

Nov-02

179.7363

2.4421

99.3

Mar-98

92.015

-0.009

100.7

Dec-02

185.0073

5.271

99.6

Apr-98

92.662

0.647

99.7

Jan-03

190.4883

5.481

100.4

May-98

93.936

1.274

99

Feb-03

190.1084

-0.3799

100.2

Jun-98

94.658

0.722

98.7

Mar-03

194.4873

4.3789

100.9

Jul-98

96.314

1.656

98.6

Apr-03

196.1301

1.6428

101

Aug-98

97.299

0.985

98.6

May-03

199.5052

3.3751

100.7

Sep-98

99.795

2.496

98.5

Jun-03

204.9314

5.4262

100.3

Oct-98

100.8752

1.0802

98.9

Jul-03

206.1931

1.2617

100.5

Nov-98

102.229

1.3538

98.8

Aug-03

210.5919

4.3988

100.9

Dec-98

104.4985

2.2695

99

Sep-03

213.5671

2.9752

101.1

Jan-99

105.5

1.0015

98.8

Oct-03

214.4694

0.9023

101.8

Feb-99

107.778

2.278

98.7

Nov-03

216.3517

1.8823

103

Mar-99

108.438

0.66

98.2

Dec-03

221.2228

4.8711

103.2

Apr-99

109.218

0.78

97.8

Jan-04

225.10193

3.87913

103.2

May-99

110.061

0.843

97.8

Feb-04

227.05072

1.94879

102.1

Jun-99

111.363

1.302

97.9

Mar-04

231.6546

4.60388

103

Jul-99

111.414

0.051

98.6

Apr-04

233.62786

1.97326

103.8

Aug-99

112.827

1.413

98.7

May-04

234.8424

1.21454

104.4

Sep-99

115.079

2.252

99.2

Jun-04

238.42749

3.58509

105

Oct-99

115.39

0.311

99.4

Jul-04

234.8424

-3.58509

105.3

Nov-99

116.559

1.169

99.1

Aug-04

239.72919

4.88679

105.3

Dec-99

119.898

3.339

99

Sep-04

243.757

4.02781

105.2

Jan-00

121.22

1.322

99.8

Oct-04

243.74

-0.017

104.3

Feb-00

121.5834

0.3634

100.7

Nov-04

247.13558

3.39558

102.8

Mar-00

122.5807

0.9973

99.8

Dec-04

253.2077

6.07212

102.4

Apr-00

124.1219

1.5412

99.7

Jan-05

257.75283

4.54513

101.9

May-00

124.0533

-0.0686

100.1

Feb-05

259.3561

1.60327

103.9

Jun-00

126.6053

2.552

100.5

Mar-05

264.5889

5.2328

102.7

Jul-00

126.3239

-0.2814

100.5

Apr-05

266.99266

2.40376

101.8

Aug-00

127.79

1.4661

100.3

May-05

269.2294

2.23674

101.8

Sep-00

130.4738

2.6838

100

数据来源:中国经济统计数据库,http://db.cei.gov.cn/

为了考察货币供应量的变化对物价的影响,我们用广义货币M2的月增长量M2Z作为解释变量,以居民消费价格月度同比指数TBZS为被解释变量进行研究。首先估计如下回归模型

得如下回归结果(表7.5)。

7.5

Dependent  Variable: TBZS

Method:  Least Squares

Date:  07/03/05   Time: 17:10

Sample(adjusted):  1996:02 2005:05

Included  observations: 112 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std.  Error

t-Statistic

Prob.  

C

101.4356

0.397419

255.2358

0.0000

M2Z

0.068371

0.151872

0.450190

0.6535

R-squared

0.001839

    Mean dependent var

101.5643

Adjusted  R-squared

-0.007235

    S.D. dependent var

2.911111

S.E.  of regression

2.921623

Akaike  info criterion

4.999852

Sum  squared resid

938.9472

    Schwarz criterion

5.048396

Log  likelihood

-277.9917

    F-statistic

0.202671

Durbin-Watson  stat

0.047702

Prob(F-statistic)

0.653460

从回归结果来看,M2Zt统计量值不显着,表明当期货币供应量的变化对当期物价水平的影响在统计意义上不明显。为了分析货币供应量变化影响物价的滞后性,我们做滞后6个月的分布滞后模型的估计,在Eviews工作文档的方程设定窗口中,输入

TBZS  C  M2Z  M2Z(-1) M2Z(-2)  M2Z(-3)  M2Z(-4)  M2Z(-5)  M2Z(-6)

结果见表7.6

7.6

Dependent  Variable: TBZS

Method:  Least Squares

Date:  07/03/05   Time: 17:09

Sample(adjusted):  1996:08 2005:05

Included  observations: 106 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std.  Error

t-Statistic

Prob.  

C

100.0492

0.584318

171.2240

0.0000

M2Z

-0.011037

0.140613

-0.078493

0.9376

M2Z(-1)

0.016169

0.137998

0.117166

0.9070

M2Z(-2)

0.053044

0.136808

0.387723

0.6991

M2Z(-3)

0.028679

0.143155

0.200333

0.8416

M2Z(-4)

0.130825

0.139183

0.939951

0.3496

M2Z(-5)

0.137794

0.142502

0.966965

0.3359

M2Z(-6)

0.248778

0.143394

1.734924

0.0859

R-squared

0.055557

    Mean dependent var

101.1377

Adjusted  R-squared

-0.011904

    S.D. dependent var

2.347946

S.E.  of regression

2.361879

Akaike  info criterion

4.629264

Sum  squared resid

546.6902

    Schwarz criterion

4.830278

Log  likelihood

-237.3510

    F-statistic

0.823546

Durbin-Watson  stat

0.094549

Prob(F-statistic)

0.570083

从回归结果来看,M2Z各滞后期的系数逐步增加,表明当期货币供应量的变化对物价水平的影响要经过一段时间才能逐步显现。但各滞后期的系数的t统计量值不显着,因此还不能据此判断滞后期究竟有多长。为此,我们做滞后12个月的分布滞后模型的估计,结果见表7.7

7.7

Dependent  Variable: TBZS

Method:  Least Squares

Date:  07/03/05   Time: 17:09

Sample(adjusted):  1997:02 2005:05

Included  observations: 100 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std.  Error

t-Statistic

Prob.  

C

98.35668

0.467897

210.2102

0.0000

M2Z

-0.167665

0.121743

-1.377203

0.1720

M2Z(-1)

-0.032065

0.111691

-0.287084

0.7747

M2Z(-2)

-0.000995

0.111464

-0.008925

0.9929

M2Z(-3)

0.004243

0.113815

0.037276

0.9704

M2Z(-4)

0.106581

0.112727

0.945480

0.3471

M2Z(-5)

0.043217

0.113161

0.381908

0.7035

M2Z(-6)

0.117581

0.118460

0.992575

0.3237

M2Z(-7)

0.140418

0.115571

1.214988

0.2277

M2Z(-8)

0.220875

0.114368

1.931271

0.0567

M2Z(-9)

0.140875

0.115354

1.221247

0.2253

M2Z(-10)

0.180497

0.115895

1.557410

0.1230

M2Z(-11)

0.246911

0.125543

1.966752

0.0524

M2Z(-12)

0.392359

0.130058

3.016798

0.0034

R-squared

0.317136

    Mean dependent var

100.7830

Adjusted  R-squared

0.213913

    S.D. dependent var

1.890863

S.E.  of regression

1.676469

Akaike  info criterion

4.000434

Sum  squared resid

241.7072

    Schwarz criterion

4.365158

Log  likelihood

-186.0217

    F-statistic

3.072325

Durbin-Watson  stat

0.265335

Prob(F-statistic)

0.000906

7.7显示,从M2ZM2Z(-11),回归系数都不显着异于零,而M2Z-12)的回归系数t统计量值为3.016798,在5%显着性水平下拒绝系数为零的原假设。这一结果表明,当期货币供应量变化对物价水平的影响在经过12个月(即一年)后明显地显现出来。为了考察货币供应量变化对物价水平影响的持续期,我们做滞后18个月的分布滞后模型的估计,结果见表7.8

7.8

Dependent  Variable: TBZS

Method:  Least Squares

Date:  07/03/05   Time: 17:08

Sample(adjusted):  1997:08 2005:05

Included  observations: 94 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std.  Error

t-Statistic

Prob.  

C

97.41411

0.370000

263.2815

0.0000

M2Z

-0.083649

0.094529

-0.884900

0.3791

M2Z(-1)

-0.116744

0.093984

-1.242161

0.2181

M2Z(-2)

-0.119939

0.094428

-1.270156

0.2080

M2Z(-3)

-0.092993

0.095720

-0.971509

0.3345

M2Z(-4)

-0.032912

0.095823

-0.343468

0.7322

M2Z(-5)

-0.023891

0.097813

-0.244256

0.8077

M2Z(-6)

0.017290

0.100645

0.171794

0.8641

M2Z(-7)

0.028288

0.097570

0.289929

0.7727

M2Z(-8)

0.048708

0.095877

0.508021

0.6129

M2Z(-9)

0.025995

0.097569

0.266422

0.7907

M2Z(-10)

0.118247

0.096764

1.222011

0.2256

M2Z(-11)

0.157408

0.102558

1.534815

0.1291

M2Z(-12)

0.271281

0.112316

2.415326

0.0182

M2Z(-13)

0.325760

0.109217

2.982684

0.0039

M2Z(-14)

0.396242

0.107046

3.701601

0.0004

M2Z(-15)

0.335482

0.106776

3.141941

0.0024

M2Z(-16)

0.270811

0.107222

2.525697

0.0137

M2Z(-17)

0.200024

0.109278

1.830415

0.0712

M2Z(-18)

0.169696

0.101547

1.671114

0.0989

R-squared

0.610520

    Mean dependent var

100.6085

Adjusted  R-squared

0.510519

    S.D. dependent var

1.795733

S.E.  of regression

1.256348

Akaike  info criterion

3.480597

Sum  squared resid

116.8024

    Schwarz criterion

4.021724

Log  likelihood

-143.5881

    F-statistic

6.105105

Durbin-Watson  stat

0.308938

Prob(F-statistic)

0.000000

结果表明,从滞后12个月开始t统计量值显着,一直到滞后16个月为止,从滞后第17个月开始t值变得不显着;再从回归系数来看,从滞后11个月开始,货币供应量变化对物价水平的影响明显增加,再滞后14个月时达到最大,然后逐步下降。

通过上述一系列分析,我们可以做出这样的判断:在我国,货币供应量变化对物价水平的影响具有明显的滞后性,滞后期大约为一年,而且滞后影响具有持续性,持续的长度大约为半年,其影响力度先递增然后递减,滞后结构为型。

当然,从上述回归结果也可以看出,回归方程的不高,DW值也偏低,表明除了货币供应量外,还有其他因素影响物价变化;同时,过多的滞后变量也可能引起多重共线性问题。如果我们分析的重点是货币供应量变化对物价影响的滞后性,上述结果已能说明问题。如果要提高模型的预测精度,则可以考虑对模型进行改进。根据前面的分析可知,分布滞后模型可以用子回归模型来代替,因此我们估计如下子自回归模型:

Eviews工作文档的方程设定窗口中,输入

TBZS C  TBZS(-1)

估计结果见表7.9

7.9

Dependent  Variable: TBZS

Method:  Least Squares

Date:  07/10/05   Time: 23:48

Sample(adjusted):  1996:03 2005:05

Included  observations: 111 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std.  Error

t-Statistic

Prob.  

C

5.348792

1.938684

2.758982

0.0068

TBZS(-1)

0.946670

0.019081

49.61371

0.0000

R-squared

0.957596

    Mean dependent var

101.4946

Adjusted  R-squared

0.957207

    S.D. dependent var

2.828904

S.E.  of regression

0.585200

Akaike  info criterion

1.784126

Sum  squared resid

37.32798

    Schwarz criterion

1.832947

Log  likelihood

-97.01900

    F-statistic

2461.520

Durbin-Watson  stat

1.779257

Prob(F-statistic)

0.000000

 

 

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