我国货币供应量与经济总量、物价水平关系的研究.doc

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1、我国货币供给量与经济总量、物价水平关系的研究-权威精品 本文档格式为WORD,感谢你的阅读。 最新最全的 学术论文 期刊文献 年终总结 年终报告 工作总结 个人总结 述职报告 实习报告 单位总结 【摘要】货币供给、实际产出与价格水平会因新的经济背景而呈现不同关系。本文对我国20012021货币供给量与经济总量及物价水平的关系进行了实证研究。结果说明：M1对GDP、CPI的影响最大，M2次之。货币供给量短期内对产出与物价均有影响，货币在短期内为非中性，其影响时间不短于半年；而在长期内对产出无影响，对物价有显著影响，说明货币在长期是中性的。 【关键词】货币供给量 GDP CPI 一、引言 截止到2

2、021年2月末，我国的货币供给量余额达99.86万亿，居世界首位。虽采用了强劲的货币政策，但我国经济总值仍出现了下滑，大量沿海地区出口型企业破产，投资和出口受到了严重的影响。与此同时，我国的物价水平却以不显著的方式涨至高位。假设以此态势开展必将导致严重的通货膨胀，影响社会稳定。 研究我国货币供给量与经济增长及物价水平的关系，建立并完善适应我国现阶段国情的货币政策体系与机制，已成为我国的现实问题。鉴于此，本文主要探讨了货币供给在何种程度上影响实际经济产出及各层次的货币供给对实际产出和物价水平的影响效果，并结合实际情况得出政策启示。 二、文献综述 许多学者已对货币发行量与CPI、GDP之间的联系进

3、行了研究，主要有古典货币数量理论、新货币数量论。我国许多学者从不同的角度对三者间的关系进行了实证研究。陈希娟2021通过对CPI、GDP 和货币供给量关系的研究，发现GDP及货币供给量的增加会加速CPI的上升。张成思2021研究了货币供给量对居民消费价格指数CPI的影响，发现在短期内流动性指标对居民消费价格指数CPI有着显著的影响。王璐2021通过VAR模型分析M2及GDP变化对CPI的影响，指出GDP与M2的增加在短期内均会促进CPI的上升，但长期内会产生一定的抵消作用。李晓玲 2021发现货币供给增长率与经济增长率存在双向因果关系，并且我国货币供给量的增长主要表达在物价指数上。宋迎迎202

4、1对货币供给量与经济增长关系进行分析，发现我国各个层次的货币供给量与国内生产总值之间存在显著的正相关。赵昕2021讨论了货币冲击对真实产量与价格水平的影响，发现价格水平和真实产量与M0、M2 之间存在协整关系，而与M1不存在协整关系。 已有的研究大都从理论研究或是以年为时间单位采集样本的实证研究，并且以货币供给量整体为研究对象，导致统计结论不够准确、详细。为把握货币供给量对于经济增长、物价水平的影响，增强实证研究结果对政策实践的指导作用，本文将货币供给量进一步细化为狭义货币供给量M1和广义货币供给量M2，建立了VAR模型，比照分析M1、M2对经济增长、物价水平的影响。 三、实证研究 一变量设定

5、及样本数据选择 本文采用人民银行公布的M1和M2数据进行研究，数据来自中国人民银行网站，采用月度数据。所用GDP、CPI数据来源于国家统计局公布的数据，各数据如图1所示。 图1 2001-2021年开展趋势图 二实证模型的选择与建立 VAR模型对于反映各政策变量单位变化的影响散布到以后各时期的模型估计有较好的效果，采用该模型能够清晰、准确地解释各政策变量变化对经济变量的影响情况，并且该模型还可通过脉冲响应和方差分解进一步深入了解各内生变量之间的动态互动关系。因此，本文采用VAR模型进行研究。 1.模型的平稳性检验 由于VAR模型中所采用的数据为时间序列数据，为了消除数列之间的异方差，先对各个变

6、量取了对数；为防止出现伪回归，对模型中的各变量进行平稳性检验，本文将采用Dickey和Fuller1981提出的ADF方法进行。 表1 原始数据的ADF检验结果 数据序列 c，t，p ADF值 5%的临界值 结论 LNM1 c，0，0 7.0016 -1.94307 不平稳 LNM2 c，0，0 15.0838 -1.94307 不平稳 LNCPI c，0，0 3.8722 -1.94307 不平稳 LNGDP c，0，0 1.4102 -1.94307 不平稳 注：c表示常数项，t表示时间趋势项，p表示滞后阶数。 在得出序列不平稳的根底上，继续对5个时间序列进行一阶差分的单位根检验，如表2所

7、示。 表2 原始数据一阶差分的ADF检验 数据序列 c，t，p ADF值 5%的临界值 结论 DlNM1 c，0，0 -10.4331 -1.94309 平稳 DlNM2 c，0，0 -5.8292 -1.94309 平稳 DlNCPI c，0，0 -8.1316 -1.94309 平稳 DLNGDP c，0，0 -11.8743 -1.94309 平稳 通过表1可知，原始数据在有常数项、无时间趋势、无滞后阶数下的单位根检验均大于5%置信水平下的临界值。而其一阶差分在有常数项、无时间趋势、无滞后阶数下的单位根检验均小于5%置信水平下的临界值。因此，符合协整检验要求单整阶数相同的前提条件。 2.

8、协整检验 假设两个或多个非平稳变量序列通过某个线性组合后得到的新序列是平稳的，那么变量间存在协整关系。由于Johansen协整检验法相比照拟灵活，限制较少，因此本文根据样本数据特点采用Johansen协整检验法进行检验。 表3 DLNM1、DLNCPI、DLNGDP数据组 Johansen协整检验结果 数据组 协整方程个数 特征值 迹统计量 5%的临界值 DLNM1、DLNCPI、DLNGDP 无 0.4498 143.314 29.7970 最多一个 0.2666 60.8576 15.4947 最多两个 0.1226 18.0588 3.8414 结果显示：该数据组在5%的得置信水平下存在

9、协整关系 表4 DLNM2、DLNCPI、DLNGDP数据组 Johansen协整检验结果 数据组 协整方程个数 特征值 迹统计量 5%的临界值 DLNM2、DLNCPI、DLNGDP 无 0.4822 167.3616 29.7970 最多一个 0.2939 76.5339 15.4947 最多两个 0.1865 28.4926 3.8414 结果显示：该数据组在5%的得置信水平下存在协整关系 由表3、表4的可以看出，在5%的置信水平下，迹统计量大于临界值，可以拒绝最多存在两个协整方程的原假设，即货币供给量、GDP、CPI存在协整关系。说明三者间存在一个长期均衡关系，可以建立VAR模型，进行

10、脉冲响应分析和方差分解分析。 3.格兰杰因果关系检验 运用协整分析可得到三者之间存在长期的均衡关系，在此运用格兰杰因果检验法分析三者之间是否存在或存在怎样的因果关系。 表5 DLNM1、DLNCPI、DLNGDP格兰杰检验结果 原假设 F统计量 概率 检验结果 DLNGDP不是引起DLNM1格兰杰原因 20.5358 0.0008 存在因果 DLNM1不是引起DLNGDP格兰杰原因 4.47416 0.0131 存在因果 DLNCPI不是引起DLNM1格兰杰原因 1.9423 0.1473 不存在因果 DLNM1不是引起DLNCPI格兰杰原因 20.7279 0.0008 存在因果 在5%的置

11、信水平下，滞后期为2期时，GDP与M1之间存在双向因果关系 ，即M1是GDP的格兰杰的原因，反之亦成立。而CPI与M1只存在单向的因果关系，即M1是CPI的格兰杰原因，反之不成立。 表6 DLNM2、DLNCPI、DLNGDP格兰杰检验结果 原假设 F统计量 概率 检验结果 DLNGDP不是引起DLNM2格兰杰原因 0.1791 0.8362 不存在因果 DLNM2不是引起DLNGDP格兰杰原因 2.0903 0.1276 不存在因果 DLNCPI不是引起DLNM2格兰杰原因 0.5005 0.6073 不存在因果 DLNM2不是引起DLNCPI格兰杰原因 5.2236 0.0073 存在因果

12、 在5%的置信水平下，滞后期为2期时，GDP与M2之间不存在双向因果关系，即M2不是GDP的格兰杰的原因，GDP亦不是M2的格兰杰原因。CPI与M2存在单向的因果关系，即M2是CPI的格兰杰原因，反之不成立。 4.脉冲响应分析 脉冲响应研究内生变量当前和未来值对随机扰动项标准误差项一个冲击的反响。根据SIC信息准那么及残差诊断结果，两VAR模型滞后阶数取2。经检验发现，所有残差在95%的置信水平下是平稳序列，特征多项式根的倒数均位于单位圆内，VAR模型是稳定的。图25分别表示给定一个标准差的冲击，各变量间的脉冲响应。 图2 M1对CPI的脉冲图 图3 M1对GDP的脉冲图 由图2可知，在一个单

13、位正向的M1的冲击下，第一期对CPI不产生影响， CPI在第二期到达最大值0.002，第九期后影响消失。货币供给对物价水平的影响具有一定的时滞性，对价格水平的影响较为深远。由图3可知，在一个单位正向的M1的冲击下，GDP有正有负，负的影响持续时间较短，最大负值接近-0.003。三期后开始转为正的影响，至第六期时影响几乎消失。在短期内货币不是中性，但从长期存在中性。 图4 M2对CPI的脉冲图 图5 M2对GDP的脉冲图 由图4可知，在一个单位的正向M2冲击下，M2对CPI产生即期影响，脉冲函数值到达-0.0005左右，但该负的影响很快消失，于第二期转向为正的影响并到达最大值，到第九期几乎影响消

14、失。货币供给对物价水平的影响有一定的时滞性，但影响较为深远。由图5可知，在一个单位正向M2的冲击下，M2对GDP的即期负的影响值最大约为-0.04，随着时间的递进，脉冲函数值逐期递增，至第3期转为正的影响。M2对GDP的正向影响比拟微弱，并且影响期间比拟短，在第5期后影响根本消失。 四、结论和建议 M1对GDP、CPI的影响最大，M2次之。货币供给量短期内对产出和物价均产生影响，在短期内是非中性的，影响时间大于半年；而长期对产出不产生影响，货币是中性的，货币的变动主要反映在物价上，对物价会产生显著的影响。为了应对后金融危机时代，可以在以下方面采取相关的措施： 1.及时、灵活调控供给量。由于我国

15、的货币供给量M1是GDP和CPI的格兰杰原因，可改变M1的供给量促使GDP和CPI回到均衡水平。决策机构可灵活控制货币的供给量并根据宏观经济指标及时调整，这对于转变经济增长方式具有重要的意义。 2.丰富投资渠道，监管并引导市场超发货币的有向流动。货币供给量增长率的提高是导致CPI快速上涨的主要原因，因此政府应监控市场多余货币的流通，防止肆意投机炒作带来的商品价格大幅波动，丰富投资渠道，引领多余货币投到有利于经济长期开展的领域。 3.货币政策的实施应与财政政策相结合。GDP与CPI和M2存在长期稳定的均衡关系，但货币供给量的影响在短期和长期表现不同，即货币政策作为宏观调控手段在实践中存在时滞而且

16、时滞周期较难掌握。因此，我国应该将货币政策与财政政策结合使用，充分利用好存款准备、再贴现、公开市场这三大法宝。 参考文献 1 高铁梅.计量经济分析方法与建模M.北京：清华大学出版社，2021. 2 潘文荣，宋迎迎.货币供给量对CPI和GDP影响探究J.现代商贸工业，202101. 3 陈希娟.CPI与GDP、M2的关系J.经济研究，202104. 4 张成思.货币政策效果与货币需求构成的关系及政策建议J.经济学动态，202108. 5 王璐.基于VAR模型的我国GDP与M2对CPI的影响J.怀化学院报，202110. 6 胡俞越.超量货币与GDP和CPI之关系研究J.北京工商大学学报，2021

17、01. 7 李晓玲.物价指数与货币供给量关系的实证研究J.时代金融，202101. 8 赵昕，刘玉峰.中国货币供给量、GDP和价格水平关系的再检验J.统计与决策，202103. 9 Chow，Gregory C，Shen Yan. Money， Price Level and Output in the Chinese Macro EconomyC.CEPS Working Paper，No. 98，2004. 10 Chow，Gregory C.Money and Price Level Determination in ChinaJ.Journal of Comparative Econo

18、mics，198711. 11 Stefan Gerlach、Frank Smets，MCI and monetary policy，European Economic Review，200044：1677-1700. 作者简介：李志芸，女，华中科技大学经济学院，研究方向： 经济学。 编辑：陈岑 阅读相关文档:浅析房地产国企在港买壳上市设立融资平台 10月书架 打工妹与变动的城市 蝉唱蛙鸣 2021年10期 伸屈之间 2021年10期 生物防治 绿色农业的选择 “排队搞促销 “西山猪倌的回乡自白 武家嘴 水运第一村向新农业转型 淘宝村 在竞争中升级 只要一把钥匙,不要一分钱 农家书屋成为“黄金屋 大力推进农家书屋提档升级 圆桌 2021年10期 最美乡村之醉酒飘香 村民“跪求治污须先治意识“污染 新品 2021年10期 解决上学路难行是公平教育的根本表达 语录 2021年10期 新词 2021年10期 时政速递 2021年10期 农家最新最全【学术论文】【总结报告】 【演讲致辞】【领导讲话】 【心得体会】 【党建材料】 【常用范文】【分析报告】 【应用文档】 免费阅读下载 *本文收集于因特网，所有权为原作者所有。假设侵犯了您的权益，请留言。我将尽快处理，多谢。*