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时间:2018-07-16
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1、广义货币供应量对居民消费价格指数滞后效应研究中图分类号:F726文献标识码:A内容摘要:本文采用2000年1月-2011年10月的月度数据,针对我国广义货币供应量M2对居民消费价格指数CPI的影响进行了实证分析。首先对CPI和M2的时间序列数据进行ADF检验、协整检验,然后通过建立分布滞后模型得出M2对CPI的影响具有9个月左右的滞后。关键词:居民消费价格指数广义货币供应量ADF检验协整检验滞后效应研究背景6居民消费价格指数英文缩写为CPI,是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标,通常作为观察通货膨胀水平的重要指标。如果居民消费价格指数升幅过大,表明通货膨胀已经成为经济不稳
2、定因素,央行会有紧缩货币政策和财政政策的风险,从而造成经济前景不明朗。因此,该指数过高的升幅往往不被市场欢迎。2011年10月份,全国居民消费价格总水平同比上涨5.5%,通胀压力较大。居民消费价格指数上涨最直接的原因是相对于流通中商品和服务的价值量而言货币供应过多,货币的超量供应通常是通货膨胀产生的必要条件。我国将货币供应量划分为三个层次:M0、M1和M2,目前,我国将M2即广义货币供应量作为货币政策的中介目标以期达到稳定物价的最终目标。而CPI的变动受到许多因素的影响,如各类商品价格、货币供应量等。每当CPI超过3%的警戒线时,央行就会通过加息或者提高准备金率等紧缩货币供应量的方法来抑制通货
3、膨胀的发生。但是,货币供应量的变化对通货膨胀的影响并不是即期的,总存在一定的时滞。国内外很多学者对货币供应量和CPI的关系进行了实证和计量分析。传统货币数量论(MV=PT)认为货币供应量与价格呈同方向变化,得出价格指数水平与货币供应数量成正比的结论。弗里德曼经过大量的实证研究认为,从货币增长率的变化到名义收入的变化需要6-9个月的时间,对物价产生影响要在此后6-9个月,而索洛和托宾等人认为时差不过6-10个月;美国学者在研究通胀滞后效应时,就采用了以下模型:其中,Pt、Mt分别为第t季度的物价指数和广义货币的增长率,s是滞后(时滞)期。通过对实际数据的分析发现,西方发达国家的通货膨胀时滞期s为
4、2-3个季度。6国内对货币供应量影响CPI的实证分析不算少,但大多都是进行间接的分析。本文基于2000年1月-2011年10月的月度数据直接对货币供应量M2如何影响CPI进行实证分析,首先对数据进行平稳性检验,再进行协整检验以分析变量之间存在的关系,然后建立模型分析货币供应量对CPI影响的时滞。数据说明(一)数据选取本文选择我国2000年1月-2011年10月的M2和CPI的月度数据作为分析的基础,所有数据均来自国家统计局网和中国人民银行网。本文以M2、CPI分别代表广义货币供应量和居民消费价格指数,对数据取其自然对数以消除异方差,在变量前面加LN表示,采用时间序列数据,因此为了减少数据处理过
5、程中产生的误差,首先对数据进行平稳性检验,得到平稳的时间序列,然后对数据进行分析。(二)变量平稳性检验为了检验数据的平稳性,以保证分析的序列之间确实存在长期的稳定关系。ADF检验的检验结果如表1、表2所示。从检验结果看,在1%、5%、10%三个显著水平下,无论是M2还是CPI,t检验统计量值大于相应临界值,表明M2和CPI存在单位根,是不平稳的。但是时间序列的一阶差分是平稳的,即所有变量的时间序列是一阶单整的。检验结果如表3、表4所示。广义货币供应量与居民消费价格指数的关系检验(一)广义货币供应量与居民消费价格指数的协整检验6因为各变量的时间序列都是一阶单整的,为了检验变量之间是否存在一种长期
6、稳定的均衡关系,因此进行协整检验。本文采用EGNR两步法对LNCPI和LNM2进行协整检验。即首先将LNCPI对LNM2进行回归,然后对回归中得到的残差进行ADF检验,对回归方程得到的残差进行ADF检验的结果如表5所示,在5%显著水平下,t检验统计量值小于相应临界值,从而拒绝原假设,表明残差序列不存在单位根,是平稳序列,二者之间有长期均衡关系。(二)广义货币供应量对居民消费价格指数的滞后期分析为了考察货币供应量的对居民消费价格指数的影响,本文采用广义货币M2的月增长量M2z作为及解释变量,以居民消费价格月度同比指数CPI为被解释变量进行研究。首先估计以下回归模型:CPI=α+βM2zt+ut,
7、回归结果如表6所示。从回归结果来看,M2z的t统计量值不显著,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。6为了分析货币供应量变化影响物价的滞后性,做滞后9个月的分布滞后模型的估计,结果如表7所示。从回归结果来看,M2z-M2z(-8)回归系数都不显著异于零,而M2z(-9)的回归系数t的统计量值为1.122360,在5%显著水平下拒绝系数为零的原假设。这一结果表明,当期货币供
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