GDP比值變化對我國金融產(chǎn)品價格影響的協(xié)整分析

1、M2/GDP比值變化對我國金融產(chǎn)品價格影響的協(xié)整分析摘要：自從2021年金融危機后，國內(nèi)外一致推行量化寬松貨幣政策，最直觀表現(xiàn)是M2/GDP比值不斷上升，房價不斷攀升，實體經(jīng)濟和金融經(jīng)濟也深受其影響。截至2021年12月末，我國GDP為82.71萬億元，同期M2為167.68萬億元，M2/GDP為202.7%，高于世界平均水平2004年91個百分點。2021年M2增速為8.2%，全年GDP增速為6.9%，增速明顯在放緩。因此基于VAR模型，對M2/GDP和我國金融產(chǎn)品價格進行協(xié)整檢驗，探討M2/GDP比值變化對我國金融產(chǎn)品價格的影響。關(guān)鍵詞：M2/GDP;金融產(chǎn)品價格;協(xié)整檢驗中圖分類號：F2

2、3文獻標識碼：Adoi：10.19311/j ki.16723198.2021.04.0541回歸變量的選取M2是指通貨、各種活期存款和定期存款的總和，這個指標主要是用來反映我國貨幣供應量的情況。GDP又稱國內(nèi)生產(chǎn)總值，一般是指一個國家或者地區(qū)所有常駐單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的所有最終產(chǎn)品和勞務的市場價值。這個指標是用來衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟開展狀況。SPI是指我國金融業(yè)景氣指數(shù)，這個指標是用來判斷全國金融經(jīng)濟的景氣狀況。本文從2021年的第一季度到2021年第四季度，以每一個季度的數(shù)據(jù)為單位，總共選取48組數(shù)據(jù)作為實證的樣本數(shù)據(jù)。2變量數(shù)據(jù)的處理2.1數(shù)據(jù)的季節(jié)性調(diào)整首先本文所使用的實證樣本

3、數(shù)據(jù)必須全部都是頻率一致的季度數(shù)據(jù)。其中M2/GDP的數(shù)據(jù)由于明顯存在季節(jié)性變化趨勢，因而運用Census-X12方法來修正季節(jié)性的影響因素。同時，dLnM2/GDP/dt對季節(jié)的依賴性較強，所以也有必要進行季節(jié)性調(diào)整。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)網(wǎng)站上，SPI是以月作為統(tǒng)計頻率，因而該文將對每三個月的SPI指數(shù)求平均以作為SPI的季度數(shù)據(jù)。通過我國金融產(chǎn)品景氣指數(shù)SPI指數(shù)能夠更好地判斷虛擬經(jīng)濟開展的景氣狀況;通常情況下，當SPI指數(shù)大于100，代表虛擬經(jīng)濟正走向繁榮的周期通道;當SPI指數(shù)小于100，代表虛擬經(jīng)濟正走向回落甚至衰退的周期通道中。2.2對數(shù)處理本文為了消除樣本數(shù)據(jù)中可能存在異方差的影響，分別

4、對M2/GDP和SPI進行取對數(shù)處理，使之符合OLS的經(jīng)典假設，最終表示為LNM2/GDP和LNSPI。另外，從宏觀經(jīng)濟學角度來看，M2是一個時點指標，而GDP是一個時期指標。在實證分析的驗證過程中，時點指標和時期指標并不具有可比性，因此本文還需要令LNM2/GDP對時間求導，來統(tǒng)一這兩個指標的口徑，最終表示為dLNM2/dt-dLnGDP/dt，即RLNM2/GDP。2.3平穩(wěn)性檢驗本文的目標是通過運用約翰森的協(xié)整檢驗理論來研究M2/GDP比值變化對我國金融產(chǎn)品價格的影響。然而，本文在進行協(xié)整檢驗之前首先須得判斷樣本時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。如果樣本時間序列數(shù)據(jù)之間是非平穩(wěn)的，意味它們之間的高度

5、相關(guān)只是一種巧合，只是各變量偶然地都隨時間的變動而呈現(xiàn)出向上或向下變動的趨勢，各變量之間其實并沒有真正的聯(lián)系。通過非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗將會得出偽回歸的結(jié)果。因此本文在做協(xié)整檢驗之前必須對樣本數(shù)據(jù)運用ADF單位根進行檢驗。通過運用Eviews7.0軟件，檢驗樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，表現(xiàn)如表1。通過表2分析樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性如下：假設時間序列數(shù)據(jù)RLOGM2/GDP存在單位根，其ADF統(tǒng)計量檢驗值為0.202156，大于臨界值-1.9045235%顯著水平，其P值為0.8117，大于0.05，因而接受原假設即時間序列數(shù)據(jù)LOGM2/GDP存在單位根5%顯著水平下，這說明時間序列數(shù)據(jù)M2/GDP

6、增長率具有非平穩(wěn)性。金融產(chǎn)品價格指數(shù)LOGSPI的ADF統(tǒng)計量檢驗值為-3.321456，大于臨界值-4.6031245%顯著水平下，其P值為0.5032，大于0.05，因而接受原假設即時間序列數(shù)據(jù)LOGSPI存在單位根5%顯著水平下，即時間序列數(shù)據(jù)金融產(chǎn)品價格指數(shù)LOGSPI具有非平穩(wěn)性。接著，繼續(xù)對時間序列數(shù)據(jù)LOGM2/GDP和LOGSPI進行一階差分做ADF單位根檢驗，得到DRLNM2/GDP、DLNSPI，結(jié)果如表2。由表2可以看出，假設DRLOGM2/GDP存在單位根，其ADF統(tǒng)計量檢驗值為-8.789432，小于臨界值-1.2378935%顯著水平下，對應的是P值0.0000小于

7、0.05，因而拒絕原假設即DRLOGM2/GDP不存在單位根5%顯著水平，從而說明序列DRLOGM2/GDP具有平穩(wěn)性，因此，時間序列RLOGM2/GDP是一階單整的。然后，假設DLOGSPI存在單位根，其ADF統(tǒng)計量檢驗值為-3.568745，小于臨界值-1.8765675%顯著水平下，相應的是P值0.0004小于0.05，因而拒絕原假設即DLOGSPI不存在單位根5%顯著水平下，說明序列DLOGSPI也具有平穩(wěn)性，時間序列LOGSPI也是一階單整。綜上所述，變量M2/GDP和SPI是單整同階，因而在此根底上采用協(xié)整檢驗方法分析樣本數(shù)據(jù)。該理論是基于向量自回歸VAR模型下的一種檢驗方法，只有

8、在變量間建立向量自回歸VAR模型比較優(yōu)良的條件下才能對變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。所以，本文在做協(xié)整檢驗之前必須先建立向量自回歸VAR模。3建立模型驗證3.1建立向量自回歸模型首先，判斷滯后階數(shù)是建立向量自回歸VAR模型的第一步。通常是利用LR極大似然法、FPE、AIC、SC、HQ這五大準那么來判斷滯后階數(shù)。判斷依據(jù)通常是當AIC和SC取值最小時對應的滯后階數(shù)為初步的滯后階數(shù)。倘假設AIC和SC取值無法實現(xiàn)同時最小，接下去就需要通過LR檢驗來判斷滯后階數(shù)。本文運用Eviews6.0軟件對樣本數(shù)據(jù)的進行VAR運算滯后階數(shù)結(jié)果如表3所示。從上表3可以得出，當AIC和SC同時取值最小時，滯后階數(shù)為2

9、，從而可以判斷出向量自回歸模型VAR的滯后階數(shù)應為2。3.2協(xié)整檢驗本文研究主要采用約翰森協(xié)整檢驗法，根據(jù)協(xié)整理論可知，協(xié)整檢驗的滯后期等于VAR滯后階數(shù)減去1，由表3可知，向量自回歸模型的滯后階數(shù)為2，由此可以計算得出協(xié)整檢驗的滯后期為1。通過運用Eviews7.0軟件，協(xié)整檢驗的滯后期選擇1，得到的協(xié)整檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可以看出，“None*協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量值為39.675426，大于臨界值34.8976325%顯著性水平下，與此同時P值為0.0298，小于0.05，所以拒絕從上面的方程表達式可以看出，金融產(chǎn)品價格指數(shù)LOGSPI與DLOGM2/GDP的相關(guān)系數(shù)是一個正數(shù)，為0.089675，通過以上一系列分析研究綜合得出：流動性增長率與金融產(chǎn)品價格之間存在長期協(xié)整關(guān)系，即M2/GDP比值的變化會引起金融產(chǎn)品價格的同向變動。參考文獻【1】付志鴻，吳偉軍.市場流動