基于ecm模型的貨幣供給量與通貨膨脹關(guān)系研究原創(chuàng)論文(完整版)
【正文】 平穩(wěn)u[，1] [**] [*] 平穩(wěn)u[，2] [*] [*] 平穩(wěn)綜合來看，這些變量都是一階差分序列。其中檢驗(yàn)過程中滯后階數(shù)的確定采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)，可得表1的檢驗(yàn)結(jié)果。在建立關(guān)于貨幣供給量增長率和通貨膨脹率的長期均衡方程之前需要先對各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷各序列的平穩(wěn)性。 3 實(shí)證分析如果實(shí)際產(chǎn)出序列和貨幣序列都是非平穩(wěn)的，并且它們之間存在協(xié)整關(guān)系，那么貨幣流通速度將是一個均值重復(fù)過程?！ ?. 2 數(shù)據(jù)來源有關(guān)貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑，央行1994年10月27日明確了Mi(i=0，1，2，3)的統(tǒng)計(jì)范圍?！ ? 變量和數(shù)據(jù)由此可見，不同研究的結(jié)果并不一致，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因在于樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。李軍采用不同的理論模型對貨幣供給與通貨膨脹的長期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，其結(jié)論是二者的長期關(guān)系與短期關(guān)系不一致，短期內(nèi)較高的貨幣供給不一定會造成短期內(nèi)較高的通貨膨脹，但長期來看過多的貨幣遲早會通過未來的通貨膨脹來體現(xiàn)[2]。McCandless和Weber考察了110個國家，得出這樣的結(jié)論：通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強(qiáng)的相關(guān)性，～，幾乎接近于1，并且長期來看，貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升[3]。通貨膨脹是衡量一國宏觀運(yùn)行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。近年起來的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析方法——協(xié)整(cointegrated)和誤差修正模型(error correction model, ECM)，恰好彌補(bǔ)了這一穩(wěn)定假設(shè)的不足。在1994年以前，中央銀行貨幣政策主要采用直接調(diào)控手段，貨幣政策的類型表現(xiàn)為擴(kuò)張和緊縮政策的循環(huán)交替，而在1994年以后中央銀行開始逐漸采用間接的調(diào)控手段，因此本文將1994年第一季度～2004年第四季度作為樣本區(qū)間。由于貨幣供給量增長率為同比增長率，與編制CPI的對比期類似，所以這里沒有采用定基比的通貨膨脹序列。表1 各序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果注：△為差分算子；*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值?！ ?. 2 協(xié)整分析 3. 3 誤差修正模型然后根據(jù)(8)式、(9)式的殘差平方和來F統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)(8)式中系數(shù)β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同時(shí)顯著不為零。本文以我國1994年第一季度～2004年第四季度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系考察不同層次貨幣供給量增長率與通貨膨脹率之間的關(guān)系，可以得到以下的結(jié)論。從實(shí)證結(jié)果來看，我國的通貨膨脹仍是貨幣現(xiàn)象，貨幣政策仍然具有最終影響價(jià)格水平的能力，其仍然是價(jià)格水平調(diào)整的主要政策方式，因此在預(yù)防通貨膨脹率過高時(shí)采用緊縮的貨幣政策是可行的。首先檢驗(yàn)“GM(貨幣供給量增長率)不是引起GP(通貨膨脹率)變化的原因”的原假設(shè)，對下面兩個回歸模型進(jìn)行估計(jì)。由(5)式～(7)式可知，在所考察的樣本期內(nèi)貨幣供給量增長率與通貨膨脹率的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均小于零，符合反向修正原則，即上一期通貨膨脹率高于均衡值時(shí)，本期通貨膨脹率漲幅便會下降；反之上一期通貨膨脹率低于均衡值，本期通貨膨脹率漲幅便會上升。() () (7)() () ()R[2]= D. W. = F=△GP[，t1][，t1]△GP[，t]=+△GM1[，t]+△GM1[，t2]+() () (5)() () ()在協(xié)整的基礎(chǔ)上，根據(jù)H
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