貨幣政策與GDP的回歸分析問題的提出1992年以來，我國的GDP增長率是逐年下降的，到1999年達到最低值7.1%。為了扭轉(zhuǎn)這種局面，中國人民銀行于1999年將適度從緊的貨幣政策改為穩(wěn)健的貨幣政策，并采用積極的財政政策與之相匹配，適時擴大內(nèi)需，刺激投資，帶動消費。2000年GDP增長率上升到8.0%，但2001年GDP增長率下降到7.3%。雖然2002年2月21日又一次降息，當年GDP增長率達到8.0%，但是居民消費物價指數(shù)又一次變?yōu)樨摂?shù)。由此引發(fā)了國內(nèi)經(jīng)濟界激烈的爭論。從貨幣政策推動GDP增長的長期效應來看，貨幣政策的作用主要集中在GDP名義價值上，也就是貨幣政策變化引起貨幣供給量的變化，最終只是使得價格水平同比例變化，對GDP進行價格核算后得到的實際量并沒有變化。對此看法經(jīng)濟界意見基本上一致，爭論的焦點集中在短期影響上。有人認為我國貨幣政策對拉動GDP增長是有效的，隨著穩(wěn)健貨幣政策的實施，GDP增長率上升到了2000年8.0%，至于2001年下落到7.3%，是由于其他原因（如市場經(jīng)濟體制改革深化等）。也有人認為我國貨幣政策目標是穩(wěn)定幣值，而中國人民銀行近幾年來用盡了擴張性貨幣政策手段的辦法和措施，依然不能將GDP增長率拉動到8.0%以上。那么貨幣政策在短期內(nèi)對我國的GDP增長是否有效呢？我們可通過對貨幣政策和GDP的增長的相關性進行分析來認識這個問題。模型的設定根據(jù)以上的經(jīng)濟理論分析，我們初步建立如下計量經(jīng)濟模型：Y=C1+C2*X+uY—被解釋變量，實際GDPX—解釋變量M2C2—M2對GDP的平均影響，且0<C2<1u—隨機誤差，描述變量以外的因素對模型的干擾注：GDP采用實際GDP=名義GDP/商品零售價格指數(shù)；依據(jù)國際慣例，均將貨幣供應量M2貨幣政策的中介目標，而將M2/GDP作為貨幣政策的操作空間，所以我們也將M2作為中介目標。（具體詳見備注）數(shù)據(jù)的搜集及處理方法1貨幣需求量M2據(jù)的搜集：M2=M1+儲蓄存款+定期存款，廣義貨幣的供給量可以從《中國統(tǒng)計年鑒》，《中國金融統(tǒng)計年鑒》中查得。2GDP數(shù)據(jù)的搜集1985-2002年間的GDP數(shù)據(jù)可以從《中國統(tǒng)計年鑒》中直接得到.數(shù)據(jù)來源：《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》。這樣,模型所需變量的數(shù)據(jù)都搜集齊了.下面就利用Eviews進行模擬.表一Obsxy19855198.969.979719866720.975.016219878330.981.9349198810099.886.2908198911949.683.1327199015290.489.3014199119349.9101.4123199225402.2118.2864199334634.4135.8745199446923.5150.7395199560750.5164.2182199676094.9179.6840199790995.3195.54251998102297.0214.0628199982067.5228.0920200089468.1252.4495200197314.8276.77702002104790.6301.9902四．參數(shù)估計與檢驗(一)，將樣本數(shù)據(jù)導入Eviews,通過OLS的如下結(jié)果：表二DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/28/05Time:16:50Sample:19852002Includedobservations:18VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.X0.0012873.70E-0534.774670.0000C76.162163.09005424.647520.0000R-squared0.986942Meandependentvar155.8214AdjustedR-squared0.986126S.D.dependentvar74.69894S.E.ofregression8.798764Akaikeinfocriterion7.291539Sumsquaredresid1238.692Schwarzcriterion7.390469Loglikelihood-63.62385F-statistic1209.278Durbin-Watsonstat0.375177Prob(F-statistic)0.000000在做了回歸后，對其進行平穩(wěn)性和協(xié)整性的檢驗。1，首先對Y，即GDP做平穩(wěn)性檢驗ADFTestStatistic-4.2280941%CriticalValue*-4.06815%CriticalValue-3.122210%CriticalValue-2.7042*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(Y,3)Method:LeastSquaresDate:06/06/05Time:22:16Sample(adjusted):19902002Includedobservations:13afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(Y(-1),2)-1.9681860.501054-3.9280940.0035D(Y(-1),3)0.6241980.3903441.5990950.1443D(Y(-2),3)0.4139930.2751141.5048050.1666C3.2792261.3168242.4902530.0344R-squared0.775940Meandependentvar0.646131AdjustedR-squared0.701253S.D.dependentvar7.740638S.E.ofregression4.230860Akaikeinfocriterion5.970348Sumsquaredresid161.1016Schwarzcriterion6.144178Loglikelihood-34.80726F-statistic10.38925Durbin-Watsonstat1.723355Prob(F-statistic)0.002788再對X，即M2做平穩(wěn)性檢驗ADFTestStatistic-4.9738651%CriticalValue*-4.13665%CriticalValue-3.148310%CriticalValue-2.7180*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(X,3)Method:LeastSquaresDate:06/06/05Time:22:43Sample(adjusted):19912002Includedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(X(-1),2)-2.3713000.797380-2.9738650.0207D(X(-1),3)1.1300040.6309401.7909850.1164D(X(-2),3)1.8048110.5692693.1704030.0157D(X(-3),3)1.4660840.6812492.1520540.0684C3511.3731157.7883.0328280.0190R-squared0.808560Meandependentvar126.8833AdjustedR-squared0.699166S.D.dependentvar3775.405S.E.ofregression2070.748Akaikeinfocriterion18.40354Sumsquaredresid30015977Schwarzcriterion18.60559Loglikelihood-105.4213F-statistic7.391246Durbin-Watsonstat2.022025Prob(F-statistic)0.0117573對殘差平穩(wěn)性的檢驗ADFTestStatistic-4.7946141%CriticalValue*-4.06815%CriticalValue-3.122210%CriticalValue-2.7042*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(E,3)Method:LeastSquaresDate:06/06/05Time:22:23Sample(adjusted):19902002Includedobservations:13afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(E(-1),2)-2.1832770.455360-4.7946140.0010D(E(-1),3)0.8174770.3176852.5732330.0300D(E(-2),3)0.4532920.2334391.9417970.0841C0.0144340.0086031.6777260.1277R-squared0.810442Meandependentvar0.005912AdjustedR-squared0.747255S.D.dependentvar0.060455S.E.ofregression0.030393Akaikeinfocriterion-3.901549Sumsquaredresid0.008314Schwarzcriterion-3.727719Loglikelihood29.36007F-statistic12.82626Durbin-Watsonstat1.372819Prob(F-statistic)0.001336可以看出，檢驗的結(jié)果是二階單整，而且殘差具有平穩(wěn)性，因此二變量X,Y之間具有協(xié)整性。則表明變量之間存在長期的穩(wěn)定關系，這種長期的穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。（二）模型的檢驗1，經(jīng)濟意義的檢驗經(jīng)過上面的分析我們在理論上已經(jīng)知道。在我國經(jīng)濟增長中，貨幣政策的拉動作用是明顯的，是正的線形關系。2．統(tǒng)計推斷的檢驗從估計的結(jié)果可以看到，可決系數(shù)為0.986942，說明模型擬合的情況比較理想。系數(shù)顯著性檢驗T統(tǒng)計量為：34.77467。在給定顯著性水平為0.05的情況下，查T分布表在自由度為N-2=16下的臨界值為2.12。因為34.77467大于2.12，所以拒絕原假設。表明貨幣政策對GDP有顯著影響。3，計量經(jīng)濟的檢驗由于我們建立的模型只有一個解釋變量，所以不存在多重共線性。異方差的檢驗，利用ARCH檢驗，得到如下結(jié)果：ARCHTest:F-statistic4.413974Probability0.028670Obs*R-squared8.193609Probability0.042175TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:05/28/05Time:21:00Sample(adjusted):19882002Includedobservations:15afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C40.4345824.899011.6239430.1327RESID^2(-1)1.1099960.3521133.1523850.0092RESID^2(-2)-0.8688670.446935-1.9440560.0779RESID^2(-3)0.2071490.3350260.6183060.5490R-squared0.546241Meandependentvar63.50606AdjustedR-squared0.422488S.D.dependentvar73.98315S.E.ofregression56.22291Akaikeinfocriterion11.11970Sumsquaredresid34771.17Schwarzcriterion11.30852Loglikelihood-79.39778F-statistic4.413974Durbin-Watsonstat1.498805Prob(F-statistic)0.028670其中，自由度為P=3，這是試探從1到n-1/2(這里n取樣本個數(shù)18)，決定選擇p為3，在給定顯著水平為0.05的情況下，得臨界值為7.815.因為8.193609大于7.815，所以拒絕原假設，表明模型中隨機誤差項中存在異方差。這表示隨著時間的推移，影響GDP的因素可能發(fā)生了變化。例如：財政政策對貨幣供給產(chǎn)生了影響，從而影響到了GDP；利率的變化；近幾年國內(nèi)的通貨膨脹等等。（3）。自相關的檢驗我們運用DW檢驗法，根據(jù)表2估計的結(jié)果，有DW=0.375177，在給定顯著性水平為0.05，查DW表，N=18，K（解釋變量個數(shù)）=1，得下限臨界值，得下限臨界值為1.158，上限臨界值為1.391，因為DW統(tǒng)計量為0.375177小于下限臨界值為1.158。根據(jù)判定區(qū)域可知，這時隨機誤差項寸在正的一階自相關。其原因可能在于不同的貨幣政策對經(jīng)濟發(fā)展的影響時滯性不同五：計量經(jīng)濟參數(shù)修訂根據(jù)上述檢驗可以得到我們建立的模型存在異方差和自相關，下面進行修正：（1）首先對異方差進行修正：利用WLS估計法得到如下輸出結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/28/05Time:22:33Sample:19852002Includedobservations:18Weightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C76.570800.159892478.89190.0000X0.0012848.05E-06159.38040.0000WeightedStatisticsR-squared0.979998Meandependentvar110.9213AdjustedR-squared0.979998S.D.dependentvar380.9714S.E.ofregression0.489072Akaikeinfocriterion1.511825Sumsquaredresid3.827064Schwarzcriterion1.610755Loglikelihood-11.60643F-statistic10315428Durbin-Watsonstat1.847117Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.986927Meandependentvar155.8214AdjustedR-squared0.986110S.D.dependentvar74.69894S.E.ofregression8.803745Sumsquaredresid1240.095Durbin-Watsonstat0.372739再用對數(shù)變化法，將變量X,Y替換成LNX,LNY.用LY,LX回歸，得到結(jié)果如下：DependentVariable:LYMethod:LeastSquaresDate:05/28/05Time:22:45Sample:19852002Includedobservations:18VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.6572990.1399334.6972410.0002LX0.7083600.01326830.776700.0000R-squared0.983389Meandependentvar4.938367AdjustedR-squared0.982351S.D.dependentvar0.486568S.E.ofregression0.064641Akaikeinfocriterion-2.535492Sumsquaredresid0.066856Schwarzcriterion-2.436562Loglikelihood24.81943F-statistic947.2050Durbin-Watsonstat0.345760Prob(F-statistic)0.000000比較二種方法，可以發(fā)現(xiàn)X，Y在對數(shù)線形回歸下擬合效果更好，可決系數(shù)更好，因此我們將模型的表達試更改為lnY=lna+blnX+u(2)對自相關進行修正利用對數(shù)線形回歸修正并進行迭代，得如下結(jié)果：DependentVariable:LYMethod:LeastSquaresDate:05/28/05Time:23:06Sample(adjusted):19862002Includedobservations:17afteradjustingendpointsConvergencenotachievedafter100iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.6584391.587436-0.4147820.6846LX0.5211170.1269994.1033160.0011AR(1)0.8306210.1438875.7727330.0000R-squared0.995732Meandependentvar4.978965AdjustedR-squared0.995123S.D.dependentvar0.469067S.E.ofregression0.032759Akaikeinfocriterion-3.840522Sumsquaredresid0.015024Schwarzcriterion-3.693484Loglikelihood35.64444F-statistic1633.257Durbin-Watsonstat1.412072Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots.83從估計的結(jié)果看，DW=1.412072與上述上限臨界值為1.391相比有了明顯好轉(zhuǎn)。所以也修正了自相關性。六，總結(jié)通過以上分析，我們得到如下方程：LY=0.657299+0.708360*LX（0.139933）（0.013268）T=（4.697241）（30.77670）R^2=0.979998F=10315428DF=16從該模型可以看出，最近18年中我國貨幣供應量與產(chǎn)出之間確實存在穩(wěn)定的關系，當年實際GDP與貨幣形態(tài)的金融資產(chǎn)總量M2呈明顯的相關關系，相關系數(shù)高達0.9833。其彈性系數(shù)為：E(GDP)=0.708360，表明在18年中，貨幣供應量M2平均增加1個百分點，就能拉動GDP約0.71個百分點。由以上的相關分析，我們可以看出，在我經(jīng)濟增長中，貨幣政策的拉動效應是明顯的。如果說2003年初仍有人懷疑貨幣政策的拉動作用，那么年末人們就疑云消散，雖然第二季度受“非典”影響，但是2003年的GDP增長卻達到了9.1%。換言之，近幾年，若不是中國人民銀行實施穩(wěn)健的貨幣政策，推動消費信貸市場，如住房信貸和汽車信貸，我國的GDP增長率每年都高達7%以上是不可能的。眾所周知，貨幣政策和財政政策是宏觀經(jīng)濟的兩人調(diào)控手段。近幾年來采取積極的財政政策，利用政府發(fā)債投資的方式促進經(jīng)濟增長，亦有非常顯著的成效。但是我們也注意到，政府發(fā)債投資并沒有引發(fā)民間投資的熱潮，穩(wěn)定健康持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展不可能無限制的依靠財政赤字，在今后一兩年內(nèi)，積極地財政政策很可能淡出。在當前的經(jīng)濟狀況下，應當充分發(fā)揮貨幣政策的作用，進一步疏通貨幣政策的傳導機制，改善中小企業(yè)特別是民營企業(yè)貸款難的現(xiàn)狀，促進中小企業(yè)和民營企的發(fā)展，使其對GDP增長能發(fā)揮更大的作用。（備注：各層次貨幣供應量的回歸方程為：M=a.GDP+b.CPI+c利用SAS軟件對1978年到2001年之間各層次貨幣供應量進行回歸分析，我們可得各層次貨幣供應量的估計結(jié)果。1） M0的