組合預(yù)報(bào)及其應(yīng)用陳敏中國(guó)科學(xué)院數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院2012年12月24日內(nèi)容如何做實(shí)證研究組合預(yù)報(bào)概述應(yīng)用研究外匯儲(chǔ)藏規(guī)模測(cè)算基于支付流的貨幣供給量預(yù)報(bào)2024/1/23AMSS3如何做實(shí)證研究2024/1/23AMSS4什么是實(shí)證研究實(shí)證性研究作為一種研究范式，產(chǎn)生于培根的經(jīng)驗(yàn)哲學(xué)和牛頓——伽利略的自然科學(xué)研究。法國(guó)哲學(xué)家孔多塞〔1743-1794〕、圣西門〔1760-1825〕、孔德〔1798-1857〕倡導(dǎo)將自然科學(xué)實(shí)證的精神貫徹于社會(huì)現(xiàn)象研究之中，主張從經(jīng)驗(yàn)入手，采用程序化、操作化和定量分析的手段，使社會(huì)現(xiàn)象的研究到達(dá)精細(xì)化和準(zhǔn)確化的水平。2024/1/23AMSS5什么是實(shí)證研究孔德1830到1842年《實(shí)證哲學(xué)教程》六卷本的出版，揭開(kāi)了實(shí)證主義運(yùn)動(dòng)的序幕，在西方哲學(xué)史上形成實(shí)證主義思潮。實(shí)證主義所推崇的根本原那么：科學(xué)結(jié)論的客觀性和普遍性。強(qiáng)調(diào)知識(shí)必須建立在觀察和實(shí)驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)上，通過(guò)經(jīng)驗(yàn)觀察的數(shù)據(jù)和實(shí)驗(yàn)研究的手段來(lái)揭示一般結(jié)論，并且要求這種結(jié)論在同一條件下具有可證性。2024/1/23AMSS6什么是實(shí)證研究實(shí)證性研究方法：通過(guò)對(duì)研究對(duì)象大量的觀察、實(shí)驗(yàn)和調(diào)查，獲取客觀材料，從個(gè)別到一般，歸納出事物的本質(zhì)屬性和開(kāi)展規(guī)律的一種研究方法。2024/1/23AMSS7實(shí)證研究方法：廣義的實(shí)證研究方法：經(jīng)驗(yàn)型研究方法——調(diào)查研究法、實(shí)地考察法、統(tǒng)計(jì)分析法等。狹義的實(shí)證研究方法：利用統(tǒng)計(jì)和計(jì)量分析方法，對(duì)經(jīng)濟(jì)金融活動(dòng)中的數(shù)據(jù)進(jìn)行量化分析，研究影響經(jīng)濟(jì)金融活動(dòng)的各種因素的相互關(guān)系和影響方式。2024/1/23AMSS8廣義的實(shí)證研究方法認(rèn)為“經(jīng)驗(yàn)是科學(xué)的根底〞，“實(shí)踐是真理的唯一來(lái)源〞。重視研究的第一手材料。狹義的實(shí)證研究方法已成為自然科學(xué)和人文科學(xué)研究中的一種專門研究方法。其特點(diǎn)表現(xiàn)為：技術(shù)方法相對(duì)固定：研究程序相對(duì)明確：研究數(shù)據(jù)可靠準(zhǔn)確：2024/1/23AMSS9實(shí)證科學(xué)研究的幾個(gè)重要特征：目的性：嚴(yán)格性：可驗(yàn)證性：精確度和可信度：可重復(fù)性：客觀性：共性：2024/1/23AMSS10研究的步驟：選擇題目文獻(xiàn)回憶變量選取數(shù)據(jù)采集模型建立實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論2024/1/23AMSS11社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)的研究方法論以經(jīng)濟(jì)理論為根底，以經(jīng)濟(jì)制度安排為出發(fā)點(diǎn)，以經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)為研究對(duì)象研究如何對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象建立度量、監(jiān)測(cè)、預(yù)報(bào)和預(yù)警的指標(biāo)體系研究如何有效的采集指標(biāo)體系所規(guī)定的數(shù)據(jù)研究采用何種數(shù)量化方法分析采集的數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)作出評(píng)價(jià)，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)制度作出評(píng)估。2024/1/23AMSS12實(shí)證研究?jī)?yōu)劣的判斷研究選題的重要性指標(biāo)體系的科學(xué)性數(shù)據(jù)采集的有效性建模方法的合理性實(shí)證結(jié)論的客觀性組合預(yù)報(bào)概述預(yù)測(cè)——通過(guò)對(duì)客觀事實(shí)歷史和現(xiàn)狀進(jìn)行科學(xué)的調(diào)查和分析，由過(guò)去和現(xiàn)在去推測(cè)未來(lái)，由去推測(cè)未知，從而揭示客觀事實(shí)未來(lái)開(kāi)展的趨勢(shì)和規(guī)律。簡(jiǎn)而言之：預(yù)測(cè)就是對(duì)未來(lái)的描述

預(yù)測(cè)的認(rèn)識(shí)論根底連貫性原那么事物開(kāi)展趨勢(shì)的特征在一段時(shí)間呈現(xiàn)延續(xù)性。一定時(shí)期內(nèi)，預(yù)測(cè)目標(biāo)和某些環(huán)境的結(jié)構(gòu)和相互關(guān)系按照一定的格局延續(xù)下去。類推性原那么依據(jù)歷史上曾經(jīng)發(fā)生過(guò)的事物類推當(dāng)前或未來(lái)依據(jù)其他地區(qū)〔或國(guó)家〕曾經(jīng)發(fā)生過(guò)的事件進(jìn)行類推依據(jù)局部類推總部系統(tǒng)性原那么預(yù)測(cè)技術(shù)定性預(yù)測(cè)技術(shù)定量預(yù)測(cè)技術(shù)時(shí)間序列預(yù)測(cè)方法回歸模型預(yù)測(cè)方法半?yún)?shù)與非參數(shù)模型預(yù)測(cè)方法概率密度預(yù)測(cè)方法市場(chǎng)抽樣調(diào)查預(yù)測(cè)方法趨勢(shì)外推預(yù)測(cè)方法馬爾可夫預(yù)測(cè)方法組合預(yù)測(cè)方法組合預(yù)測(cè)技術(shù)組合預(yù)測(cè)的概念是1969年由Bates和Granger提出來(lái)，經(jīng)過(guò)半個(gè)世紀(jì)的開(kāi)展，成為一種重要的預(yù)測(cè)技術(shù)。所謂組合預(yù)測(cè)就是依照某種規(guī)那么，把多種預(yù)測(cè)方法以適當(dāng)?shù)募訖?quán)平均的形式組合起來(lái)，綜合利用不同預(yù)測(cè)模型的信息，以提高預(yù)測(cè)的精確性。研究成果可見(jiàn)如下專著：陳華友：組合預(yù)測(cè)方法有效性理論及其應(yīng)用，科學(xué)出版社，2008；汪同三、張濤：組合預(yù)測(cè)——理論、方法和應(yīng)用，社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2008.組合預(yù)測(cè)的構(gòu)造確定權(quán)重的原那么等權(quán)重法假設(shè)是第i個(gè)預(yù)測(cè)模型在時(shí)刻t所得的預(yù)報(bào)結(jié)果，是時(shí)刻t的如下組合模型的預(yù)報(bào)結(jié)果，

Clemen和Winkler〔1986〕的研究說(shuō)明，等權(quán)組合預(yù)測(cè)的效果由于單個(gè)預(yù)測(cè)模型的預(yù)測(cè)效果。缺點(diǎn)：忽略了不同預(yù)測(cè)方法的差異性B-G原那么〔Bates和Granger，1969〕預(yù)測(cè)效果好的方法應(yīng)賦予大的權(quán)重權(quán)重調(diào)整應(yīng)考慮不同預(yù)測(cè)方法間的關(guān)系隨時(shí)間發(fā)生的變化最小方差法：以均方預(yù)報(bào)誤差指標(biāo)的加權(quán)平均構(gòu)造權(quán)重。G-W原那么〔Gupta和Wilton，1987〕針對(duì)最小方差法的缺乏，提出確定權(quán)重的優(yōu)勢(shì)矩陣法。N-G原那么〔Newbold和Granger，1974〕“通常忽略方法間的相關(guān)性效果會(huì)更好〞，并提出方差倒數(shù)加權(quán)法。預(yù)測(cè)誤差平方和倒數(shù)記，i=1,2,…,M,是第i個(gè)預(yù)報(bào)模型的預(yù)報(bào)誤差平方和，其定義如下

那么組合權(quán)定義為

預(yù)測(cè)均方誤差倒數(shù)

以預(yù)測(cè)誤差平方和到達(dá)最小的原那么對(duì)線性組合預(yù)測(cè)，記在t時(shí)刻的預(yù)報(bào)誤差為以預(yù)測(cè)誤差平方和到達(dá)最小的原那么為解如下最優(yōu)化問(wèn)題

以預(yù)測(cè)誤差絕對(duì)值和到達(dá)最小的原那么對(duì)線性組合預(yù)測(cè)，記在t時(shí)刻的預(yù)報(bào)誤差為以預(yù)測(cè)誤差平方和到達(dá)最小的原那么為解如下最優(yōu)化問(wèn)題

上述優(yōu)化問(wèn)題可轉(zhuǎn)化線性規(guī)劃問(wèn)題

以最大誤差絕對(duì)值到達(dá)最小的原那么對(duì)線性組合預(yù)測(cè)，記在t時(shí)刻的預(yù)報(bào)誤差為以預(yù)測(cè)誤差平方和到達(dá)最小的原那么為解如下最優(yōu)化問(wèn)題

上述優(yōu)化問(wèn)題可轉(zhuǎn)化線性規(guī)劃問(wèn)題應(yīng)用研究之一外匯儲(chǔ)藏規(guī)模測(cè)算問(wèn)題的背景理論上，一國(guó)或地區(qū)的外匯儲(chǔ)藏是抵御國(guó)際經(jīng)濟(jì)或金融危機(jī)〔風(fēng)波〕沖擊的一道防火墻。該國(guó)的外匯儲(chǔ)藏越多，其受到的沖擊的可能性就越小，即使受到?jīng)_擊后，其應(yīng)對(duì)危機(jī)的能力也越強(qiáng)。然而外匯儲(chǔ)藏過(guò)多，容易造本錢幣升值的壓力加大，外匯保值升值的風(fēng)險(xiǎn)加大。因此，對(duì)未來(lái)外匯儲(chǔ)藏規(guī)模的預(yù)測(cè)是很有意義的。2008年9月以來(lái)，受美國(guó)次貸危機(jī)的影響，世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯放緩，許多國(guó)家紛紛宣布其經(jīng)濟(jì)步入了衰退期，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)也出現(xiàn)了較大的不確定性。這些變化已經(jīng)對(duì)我國(guó)的外匯儲(chǔ)藏產(chǎn)生了影響。日期中國(guó)外匯儲(chǔ)備增速中國(guó)GDP增速歐元區(qū)GDP增速日本GDP增速美國(guó)GDP增速07年三季度45.1111.52.6251.81522.75407年四季度43.3211.32.141.42462.32708年一季度39.9410.62.0661.16622.53708年二季度35.7310.11.4020.75652.05408年三季度32.9290.494-0.2560.74608年四季度27.346.8-1.669-4.433-0.848外匯儲(chǔ)藏增速與GDP增速比照注：以上數(shù)據(jù)皆為季度同比數(shù)據(jù)〔單位：%〕，數(shù)據(jù)來(lái)自CEIC〔環(huán)亞數(shù)據(jù)庫(kù)〕。組合預(yù)報(bào)法變量選擇因變量的選?。和鈪R儲(chǔ)藏季度增量由于外匯儲(chǔ)藏是個(gè)累計(jì)值，單純分析外匯儲(chǔ)藏量無(wú)法準(zhǔn)確反映近期的變化，而外匯儲(chǔ)藏季度增量可以反映本季度內(nèi)外匯儲(chǔ)藏額的變動(dòng)情況。需指出外匯儲(chǔ)藏增量雖不能全部反映真實(shí)的資本流動(dòng)，但可以作為資本流動(dòng)的一個(gè)重要指標(biāo)。自變量的選?。河绊懲鈪R儲(chǔ)藏的因素很多，文獻(xiàn)中常有的影響因素有：GDP、實(shí)際有效匯率、利差等。選取的影響變量〔自變量〕也主要以文獻(xiàn)中已有的，依據(jù)其經(jīng)濟(jì)含義、數(shù)據(jù)獲得的質(zhì)量、數(shù)據(jù)處理的可行性、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的顯著性四個(gè)方面綜合確定。GDP：中國(guó)、歐元區(qū)、日本、美國(guó)四個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體GDP季度同比增長(zhǎng)率?！策@四個(gè)經(jīng)濟(jì)體，是由于其2007年GDP總和約占世界GDP總量的61.63%，這說(shuō)明這四個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)變動(dòng)可以代表世界經(jīng)濟(jì)走向的大趨勢(shì)，代表了世界經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化。同時(shí)歐元區(qū)、日本、美國(guó)對(duì)我國(guó)貿(mào)易額約占我國(guó)貿(mào)易總額的40%左右，且是我國(guó)貿(mào)易順差的主要來(lái)源地，具有較高的解釋力?！橙嗣駧艑?shí)際有效匯率：由于人民幣名義匯率在2005年7月以前實(shí)行單一盯住美元，幾乎沒(méi)有變動(dòng)，因此采用國(guó)際貨幣基金組織編制的人民幣實(shí)際有效匯率作為匯率變量。因?qū)嶋H有效匯率中已經(jīng)考慮了主要貿(mào)易伙伴國(guó)的匯率水平，以及我國(guó)和主要貿(mào)易伙伴國(guó)的通貨膨脹因素，因此模型不再納入歐元、美元、日元的匯率及四個(gè)經(jīng)濟(jì)體的CPI值。利差：由于利率對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)具有較大的影響，為了便于比較，選取了我國(guó)銀行間人民幣利率，與LIBOR美元、歐元、日元的七天拆借利率的利差為變量，考察境內(nèi)外利差對(duì)外匯儲(chǔ)藏的影響。實(shí)際數(shù)據(jù)分析數(shù)據(jù)情況數(shù)據(jù)如無(wú)特別注釋皆來(lái)自CEIC〔環(huán)亞數(shù)據(jù)庫(kù)〕。數(shù)據(jù)時(shí)間段選取1999年3月至2008年6月間。這段時(shí)間世界經(jīng)濟(jì)處于東南亞金融危機(jī)與次貸危機(jī)之間的繁榮期，我國(guó)外匯儲(chǔ)藏量處于平穩(wěn)快速增長(zhǎng)期。共選取了38個(gè)樣本，10個(gè)變量，具體情況如下：外匯儲(chǔ)藏：〔FR，單位為億美元〕GDP季度同比增速：中國(guó)、歐元區(qū)15國(guó)、日本、美國(guó)〔分別記為：CN、EU、JP、US，單位為%，其中后三個(gè)變量根據(jù)2000年不變價(jià)格的季節(jié)調(diào)整GDP計(jì)算〕人民幣實(shí)際有效匯率：〔REERcn，季度數(shù)據(jù)，單位為%，在原始值上減100〕歐元利率〔IEU〕日元利率〔IJP〕美元利率〔IUS〕：這三個(gè)變量根據(jù)LIBOR銀行間7天拆借利率計(jì)算季度平均值〔單位為%〕〕人民幣利率：ICN，根據(jù)中國(guó)銀行間外匯市場(chǎng)銀行間7天拆借利率計(jì)算季度平均值，單位為%。數(shù)據(jù)處理對(duì)原始數(shù)據(jù)做如下處理：對(duì)FR取對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)nFR；CN，EU，JP，US，REERcn五個(gè)變量不作處理；IEC=IEU-ICN，IJC=IJP-ICN，IUC=IUS-ICN。因變量：LnFR備選自變量集：CN、EU、JP、US、REERcn、IEC、IJC、IUC。因變量對(duì)數(shù)變換后建立模型全模型估計(jì)方程LnFR=2.70152+0.62227CN+0.44413EU-0.15704JP-0.48125US-0.04638REERcn-0.07401IEC+0.93916IJC-0.39105IUC由t統(tǒng)計(jì)量可知自變量EU、JP、REERcn、IEC不顯著。逐步回歸建模：利用逐步回歸選元，建立回歸模型〔model0〕，其估計(jì)方程為:lnFR=2.45897+0.6313CN-0.28896US+0.83005IJC-0.24616IUC

自變量最終余下CN、US、IJC、IUC，這樣的模型無(wú)經(jīng)濟(jì)含義。不同的經(jīng)濟(jì)體有獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)律，對(duì)于我國(guó)外匯儲(chǔ)藏影響也有所差異，所以分別對(duì)歐元區(qū)、日本、美國(guó)建模。采用SCAD變量選元方法選擇自變量。Model1〔歐元區(qū)模型〕lnFR=0.29551+0.62781CN-0.61838EU-0.08298REERcn+0.58682IECCN的系數(shù)為正，EU的系數(shù)為負(fù)，REERcn的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明外匯儲(chǔ)藏的增長(zhǎng)與中國(guó)的GDP增量同方向變動(dòng)，與歐洲的GDP增長(zhǎng)、中國(guó)實(shí)際有效匯率成反方向變動(dòng)。Model2〔日本模型〕lnFR=1.7951+0.69734CN-0.32219JP+1.05033IJCCN的系數(shù)為正，JP的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明外匯儲(chǔ)藏的增長(zhǎng)與中國(guó)的GDP增量同方向變動(dòng)，與日本的GDP增長(zhǎng)成反方向變動(dòng)。Model3〔美國(guó)模型〕lnFR=2.12486+0.52322CN-0.72561US-0.14043REERcnCN的系數(shù)為正，US的系數(shù)為負(fù)，REERcn的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明外匯儲(chǔ)藏的增長(zhǎng)與中國(guó)的GDP增量同方向變動(dòng)，與美國(guó)的GDP增長(zhǎng)、中國(guó)實(shí)際有效匯率成反方向變動(dòng)。模型的解釋1)我國(guó)及主要經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度是影響我國(guó)外匯儲(chǔ)藏季度增長(zhǎng)額的決定因素。〔我國(guó)GDP增速和外匯儲(chǔ)藏增速呈顯著正相關(guān)且起到?jīng)Q定作用；歐元區(qū)、日本、美國(guó)三個(gè)經(jīng)濟(jì)體GDP增速和我國(guó)外匯儲(chǔ)藏增速呈負(fù)相關(guān)，影響比較大?！?)人民幣實(shí)際有效匯率和外匯儲(chǔ)藏季度增長(zhǎng)額呈負(fù)相關(guān)?！踩嗣駧艆R率升值會(huì)導(dǎo)致貿(mào)易順差增幅減緩，但會(huì)導(dǎo)致境外資本流入加快，我國(guó)外匯儲(chǔ)藏中貿(mào)易順差和投資奉獻(xiàn)占絕比照重，但貿(mào)易順差奉獻(xiàn)更大，因此匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易順差的負(fù)影響會(huì)大于對(duì)投資流入的正影響。〕3)人民幣與歐元、日元的利差和外匯儲(chǔ)藏季度增長(zhǎng)額呈較顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，和美元利差呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系。〔根據(jù)歐元區(qū)模型和日本模型結(jié)果，我國(guó)利率高于境外利率時(shí)，外匯儲(chǔ)藏增速會(huì)減緩，境外利率高時(shí)，外匯儲(chǔ)藏增速反而提高，這和通常的經(jīng)驗(yàn)認(rèn)識(shí)不太一致。根據(jù)美國(guó)的結(jié)果和經(jīng)驗(yàn)認(rèn)識(shí)較吻合。〕從以下圖可以得出：歐元區(qū)對(duì)中國(guó)的利差變動(dòng)不超過(guò)2%，日本對(duì)中國(guó)的利差變動(dòng)不超過(guò)1%，在model1、2中它們主要起了常量的作用。同時(shí)也可能說(shuō)明這些變量可能包含了其他未加進(jìn)來(lái)的因素，這些在現(xiàn)有數(shù)據(jù)中無(wú)法反響出來(lái)。組合預(yù)報(bào)模型確定權(quán)重在MSE損失函數(shù)下，Ｒ２組合權(quán)重的定義如下該組合權(quán)重為1-損失函數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化，表示損失函數(shù)值越大權(quán)重那么越小。從統(tǒng)計(jì)角度講，該方法表示模型擬合的越好那么權(quán)重越大。Ｒ２統(tǒng)計(jì)量的取值解釋為模型自變量對(duì)因變量解釋的總體能力。基于情景分析的組合預(yù)報(bào)利用上述方法求得的權(quán)重構(gòu)建基于情景分析的組合預(yù)報(bào)模型。預(yù)報(bào)結(jié)果用上述組合預(yù)測(cè)方法預(yù)測(cè)2008第四季度至2010年第一季度外匯儲(chǔ)藏額，與實(shí)際外匯儲(chǔ)藏額結(jié)果作比照，結(jié)果如下。預(yù)測(cè)區(qū)間下界預(yù)測(cè)區(qū)間上界中間值實(shí)際外匯儲(chǔ)備規(guī)模相對(duì)誤差2008年第四季度19387.485819758.468919572.977419460.30.374%2009年第一季度19504.494619731.762219618.128419537.410.168%2009年第二季度20557.09221690.955221124.023621316.060.901%2009年第三季度22122.307922878.003322500.155622725.950.669%2009年第四季度23356.261524214.321323785.291423991.520.860%2010年第一季度24370.880124859.668824615.274424470.840.408%預(yù)報(bào)結(jié)果分析應(yīng)用研究之二基于支付流的貨幣供給量預(yù)報(bào)問(wèn)題的背景當(dāng)一國(guó)商品與勞務(wù)交易總額一定時(shí)，貨幣供給量的調(diào)控取決于貨幣流通速度的波動(dòng)程度。貨幣流通速度與一國(guó)經(jīng)濟(jì)特征緊密相連，其經(jīng)濟(jì)特征對(duì)于貨幣供給量增長(zhǎng)率的預(yù)報(bào)有較大影響。相對(duì)穩(wěn)定的貨幣流通速度有利于中央銀行準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)并控制貨幣供給量；但假設(shè)貨幣流通速度波動(dòng)較大，那么不利于貨幣當(dāng)局對(duì)貨幣供給量的預(yù)測(cè)。如果貨幣流通速度是穩(wěn)定的，那么貨幣供給量的增長(zhǎng)率只受到一國(guó)商品與勞務(wù)交易總額增長(zhǎng)率的影響，如果貨幣流通速度并不是穩(wěn)定的，那么貨幣流通速度的變化會(huì)帶來(lái)貨幣供給量的變化，在這種情況下，在對(duì)貨幣供給量的增長(zhǎng)率進(jìn)行研究時(shí)，需要對(duì)貨幣流通速度的變動(dòng)進(jìn)行事前量化判斷，進(jìn)而預(yù)報(bào)出貨幣供給量增長(zhǎng)率。掌握貨幣流通速度的經(jīng)濟(jì)特征，以及走勢(shì)，對(duì)于中央銀行實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)貨幣調(diào)控政策具有重大意義。貨幣流通速度對(duì)貨幣供給量的影響研究源于Fisher(1911)提出的費(fèi)雪方程式，即使用恒等式來(lái)計(jì)算貨幣流通速度，F(xiàn)riedman(1956)

認(rèn)為:

貨幣流通速度是穩(wěn)定的并且是可以預(yù)報(bào)的如何預(yù)報(bào)貨幣流通速度探討是否可以利用我國(guó)大額實(shí)時(shí)支付系統(tǒng)的支付流來(lái)預(yù)報(bào)貨幣流通速度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)對(duì)貨幣供給的預(yù)報(bào)Padrini(1996)提出一個(gè)考察支付系統(tǒng)開(kāi)展對(duì)貨幣流通速度的影響的均衡模型。Schmitz(2005)闡述了電子貨幣對(duì)貨幣政策的影響，并在理論層面上闡述了人們(企業(yè))支付手段的變化會(huì)對(duì)貨幣流通速度產(chǎn)生影響，但他們所計(jì)算的貨幣流通速度仍為貨幣收入流通速度。戴國(guó)強(qiáng)(1995)認(rèn)為開(kāi)展中國(guó)家貨幣流通速度變化較大，會(huì)在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)呈現(xiàn)出不穩(wěn)定狀態(tài)。左孝順(1999)認(rèn)為價(jià)格管制、被迫儲(chǔ)蓄、貨幣化進(jìn)程及企業(yè)的負(fù)債率高導(dǎo)致貨幣流速下降。徐天添(2002)通過(guò)對(duì)數(shù)線性回歸分析發(fā)現(xiàn)：貨幣化的加強(qiáng)解釋了1983-1998年這一段時(shí)期貨幣流通速度下降。對(duì)貨幣流通速度的預(yù)報(bào)的文獻(xiàn)很少，至于貨幣流通速度的月度、旬、周的預(yù)報(bào)幾乎沒(méi)有。貨幣流通速度的經(jīng)濟(jì)特征貨幣流通速度的順經(jīng)濟(jì)周期性理論方面:利息率的周期性變化假說(shuō)，凱恩斯的商業(yè)周期假說(shuō)，弗里德曼的持久收入假說(shuō)從不同的角度闡述貨幣流通速度的這種周期性變化特點(diǎn)。實(shí)證方面:就我國(guó)而言，周波(2005)通過(guò)研究我國(guó)1993-2004年的貨幣流通速度發(fā)現(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)貨幣流通速度的總體趨勢(shì)是下降的，且呈現(xiàn)出明顯的順周期性。貨幣交易流通速度

與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系

用貨幣流通速度的變化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系來(lái)說(shuō)明貨幣流通速度是否具有順周期性。貨幣流通速度的增長(zhǎng)率經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用工業(yè)增加值使用動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)來(lái)刻畫

與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的相關(guān)系數(shù)，取。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)貨幣流通速度的穩(wěn)定性在貨幣流通速度是否穩(wěn)定這個(gè)問(wèn)題上，凱恩斯主義和以弗里德曼為代表的貨幣主義存在很大分歧。凱恩斯主義認(rèn)為貨幣流通速度受到利率的影響，它隨著利率的波動(dòng)而波動(dòng)；而貨幣主義那么認(rèn)為貨幣流通速度對(duì)利率不敏感，是一個(gè)穩(wěn)定的量，即貨幣流通速度的變化率是一個(gè)常數(shù)。但從數(shù)據(jù)表現(xiàn)來(lái)看，貨幣主義的觀點(diǎn)受到了一定的挑戰(zhàn)。值得指出的是，貨幣主義理論的根底是貨幣流通速度的外生性，而并非速度本身的穩(wěn)定性。在理論上，只要速度是外生的，就應(yīng)該可以預(yù)測(cè)，并以此制定政策目標(biāo)。通過(guò)計(jì)算得出的速度的不穩(wěn)定反映的只是測(cè)量和預(yù)測(cè)的困難，并不能因此否認(rèn)貨幣主義的理論根底。對(duì)于我國(guó)而言，在方案經(jīng)濟(jì)條件下，認(rèn)為貨幣流通速度穩(wěn)定，并曾長(zhǎng)期奉行1：8的經(jīng)典公式，現(xiàn)金流通量與社會(huì)商品零售總額保持的比例，即對(duì)應(yīng)于8元錢的消費(fèi)品交易，需要有1元錢的現(xiàn)金發(fā)行。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)軌和改革的逐步深人,貨幣流通速度也在不斷變化。黃達(dá)(1984)認(rèn)為，對(duì)于貨幣流通速度,我們既要看到它在年度之間變化較小的特點(diǎn),也要看到它確實(shí)是一個(gè)處于不斷變化的變量。周駿(1987)認(rèn)為計(jì)算貨幣需求量比較復(fù)雜的問(wèn)題是計(jì)算貨幣流通速度,隨著我國(guó)社會(huì)主義建設(shè)的開(kāi)展,現(xiàn)金流通速度有減慢的趨勢(shì)。月度變化率是不穩(wěn)定的EstrellaandMishkin(1998)、夏斌(2003)及黃安仲(2006)等研究說(shuō)明：貨幣流通速度并非是穩(wěn)定的。貨幣流通速度的可預(yù)報(bào)性研究貨幣流通速度的可預(yù)報(bào)性等同于考慮貨幣流通速度的相關(guān)性。即對(duì)于假設(shè)檢驗(yàn)自適應(yīng)Neyman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：在零假設(shè)下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的極限分布為利用月度貨幣流通速度的數(shù)據(jù)，在5%置信水平下計(jì)算得出，

，拒絕零假設(shè)，即月度貨幣流通速度序列是相關(guān)的。滯后階數(shù)自相關(guān)系數(shù)Q-統(tǒng)計(jì)量p值10.81325.852020.72146.774030.59561.47040.4871.312050.37277.428060.26980.7250貨幣流通速度自相關(guān)性系數(shù)貨幣