基于ecm模型的貨幣供給量與通貨膨脹關系研究原創(chuàng)論文-全文預覽
【正文】 [，0]、u[，1]和u[，2]分別表示方程(1)、(2)和(3)的殘差，結(jié)果見表2。R[2]= D. W. = F= (3) () ()GP=+R[2]= D. W. = F= (2) () ()GP=+R[2]= D. W. = F= (1) () ()GP=+首先用最小二乘法估計長期貨幣供給量的增長率與通貨膨脹率的方程，得到回歸結(jié)果為表1的檢驗結(jié)果表明，用ADF單位根檢驗方法，GM0和GM1在10％的顯著性水平無法拒絕單位根過程，GM2和GP在1％的顯著性水平無法拒絕單位根過程；用PP單位根檢驗方法，GM0在5％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，GM1和GM2在10％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，GP在1％的顯著性水平下無法拒絕單位根過程，但這些變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，并且都是在1％的顯著性水平下拒絕單位根過程。對GM0、GMGM2和GP的序列進行數(shù)據(jù)生成過程研究可以得知，應采用沒有趨勢成分和常數(shù)項的單位根檢驗方法。比較圖1～圖3中通貨膨脹率與貨幣供給增長率路徑之間的聯(lián)系可以看出，在大部分階段它們具有類似的波動模式，通貨膨脹率與貨幣供給增長率離散幅度存在差異，貨幣作用到價格水平上需要一定的時滯。Figure3 The Relationship between Inflation Rate and M2 Growth Rate圖3 通貨膨脹率與M2增長率附圖Figure2 The Relationship between Inflation Rate and M1 Growth Rate圖2 通貨膨脹率與M1增長率附圖Figure1 The Relationship between Inflation Rate and M0 Growth Rate圖1 通貨膨脹率與M0增長率附圖用G來表示對應變量的同比增長率序列，GM0、GMGM2分別表示本季度M0、MM2與上年同季度之比。假設M[，t]是貨幣供給量，Q[，t]是產(chǎn)品數(shù)量，P[，t]是產(chǎn)品價格，則貨幣流通速度的倒數(shù)K[，t]可以表示為K[，t]=(M[，t]/Q[，t]P[，t])?！ ?. 3 數(shù)據(jù)處理我國按照國際通行的理論和方法編制和發(fā)布CPI已有多年，數(shù)據(jù)質(zhì)量可靠，為此本文選用CPI作為衡量通貨膨脹的指標。Chow推薦使用M0，因為在中國消費者不能使用支票，M0同商品零售價格的統(tǒng)計口徑也較為一致[9]；也有研究者認為M2相對于M0更具有外生性，同時M2考慮到國家的信貸規(guī)模擴張情況，故M2更能滿足貨幣數(shù)量論的要求[10]。基于上述考慮，本文擬運用協(xié)整理論和誤差修正模型來考察我國不同層次的貨幣供應量增長與通貨膨脹率的長期均衡關系和短期動態(tài)關系。因此如果在建立模型時不區(qū)分特定的時間階段，很有可能使結(jié)論受到干擾。劉霖、靳云匯利用1978年～2003年的數(shù)據(jù)進行分析，沒有發(fā)現(xiàn)在長期內(nèi)貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據(jù)，認為在經(jīng)濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經(jīng)濟消耗了[7]。王少平以1978年～1994年為樣本，運用Granger檢驗進行實證研究，驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過量發(fā)行[4]。弗里德曼曾把每10年作為一個數(shù)據(jù)點來考察美國1867年～1960年間貨幣供給(以M2度量)與通貨膨脹(以GDP減縮因子度量)的關系，發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導致高的通貨膨脹，但用同樣的方法去觀察二者的短期關系時卻沒發(fā)現(xiàn)有性關系的存在[2]?；贓CM模型的貨幣供給量與通貨膨脹關系研究國外對有關經(jīng)驗數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，價格變動與貨幣供應密切相關。各國的國情不同
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