貨幣供應(yīng)、通貨膨脹、經(jīng)濟增長及就業(yè)的關(guān)系實證研究 終極完整版

1、計量經(jīng)濟學論文貨幣供應(yīng)、通貨膨脹、經(jīng)濟增長及就業(yè)的關(guān)系實證研究基于20012011年數(shù)據(jù)分析許丁川 40904112 張弦 40904127 黃毅崛 40904132 楊大偉 40904106貨幣供應(yīng)、通貨膨脹、經(jīng)濟增長及就業(yè)的關(guān)系實證研究基于20012011年數(shù)據(jù)分析摘要：利用我國2001年1月2011年10月的月度數(shù)據(jù)，在VAR模型基礎(chǔ)上，對我國貨幣供應(yīng)、經(jīng)濟增長、通貨膨脹及充分就業(yè)進行實證分析。主要得出了以下結(jié)論：我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長關(guān)系中，托賓效應(yīng)與反托賓效應(yīng)交替出現(xiàn)。社會生產(chǎn)單位對價格敏感性小于貨幣供應(yīng)變化，所以失業(yè)率對貨幣供應(yīng)變化有周期性變化。菲利普斯曲線適用于我國國情，即適度通

2、脹能刺激我國就業(yè)的增加。GDP的增長有利的帶動了失業(yè)率的降低，因此，奧肯定律并未失效。同時，弗里德曼通脹假說并不十分適用于我國國情。關(guān)鍵字：貨幣供應(yīng) 經(jīng)濟增長 通貨膨脹 就業(yè)水平許丁川 40904112 張弦 40904127 黃毅崛 40904132 楊大偉 40904106Abstract: The seasonal data from January 2001 to October 2011 are used in the empirical analysis on the relationship among the money supply, economy growth, infl

3、ation and full-employment in China on the base of VAR-Model. The conclusion below is suggested: Tobin effect and Anti-Tobin effect appear alternately in the relationship between money supply and economy growth in China. Social production unit is less sensitive to price changes than to money supply c

4、hanges. Therefore, the unemployment rate changes periodically to the money supply. The Philips curve is suitable for China, namely moderate inflation can stimulate the employment in China. The growth of GDP significantly decreases the unemployment rate. For this reason, Okuns law has not lose effica

5、cy. Simultaneously, Freedmans hypothesis about inflation is not quite applicable for China.Key word: money supply, economy growth, inflation, employment一、文獻綜述古典貨幣理論認為，貨幣供給與通貨膨脹間存在著密切的聯(lián)系。即貨幣數(shù)量的變化不會引起就業(yè)和產(chǎn)出，只會影響物價水平變化，即貨幣中性理論。而弗里德曼認為，貨幣在短期內(nèi)只影響價格，而在長期影響實際經(jīng)濟變量，即貨幣短期中性而長期非中性理論。凱恩斯認為，貨幣投放在短時間內(nèi)即會影響價格、消費、投資等

6、因素，即絕對非中性理論?？傊?jīng)濟學界達成一致的地方，即認為貨幣供應(yīng)絕對會引起物價水平的變化。而菲利普斯在1958年率先提出了貨幣工資率與通脹間存在交替關(guān)系的曲線，此后，薩繆爾森和索洛將將這一理論發(fā)展成為表示失業(yè)率與通脹率之間交替變化的曲線。阿瑟.奧肯提出了失業(yè)率與GDP之間的交替關(guān)系，即當實際GDP增長相對于潛在GDP增長下降20%時，失業(yè)率上升約1%。本文旨在運用計量經(jīng)濟學方法來研究我國的貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟增長、通貨膨脹與經(jīng)濟增長間的關(guān)系。二、變量選定與模型設(shè)定本文用貨幣和準貨幣月末數(shù)（M2）、居民消費價格指數(shù)（CPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（CUR）來反映貨幣供給、通貨膨

7、脹、經(jīng)濟增加及就業(yè)水平。由于我國沒有公布GDP月度數(shù)據(jù)以及CUR月度數(shù)據(jù)，故本文采用季度數(shù)據(jù)作為變量。樣本范圍為2001年1月至2011年10月的季度數(shù)據(jù)，共43個樣本，皆來自于中經(jīng)專網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。由于使用月度同比增長比率，無需采用取對數(shù)方法。分析軟件為Eviews5.0。 本文將采用VAR模型（Vector autoregressive，VAR）。此模型不必依賴經(jīng)濟理論而可以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供說明，通過采用多方程聯(lián)立的形式，在模型每個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。建立VAR模型的關(guān)鍵在于最佳滯后階數(shù)的確定，滯后期的選擇會影響到VA

8、R模型估計的結(jié)果。一般采用LR檢驗、AIC信息準則及SC信息準則予以判斷恰當?shù)臏笃凇Ｈ?、實證研究(一) ADF單位根檢驗為避免時間序列出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，先進行單位根檢驗。本文主要采用ADF（Augment Dickey Fuller）檢驗，以檢查時間序列的平穩(wěn)性。CPI平穩(wěn)性檢驗CPI一階差分序列檢驗GDP平穩(wěn)性檢驗GDP一階差分序列檢驗M2平穩(wěn)性檢驗M2一階差分序列檢驗CUR平穩(wěn)性檢驗 ADF單位根檢驗結(jié)果序列T統(tǒng)計量P值結(jié)論CPI-2.2720690.1865不平穩(wěn)CPI-5.1499660.0002平穩(wěn)GDP-1.9511360.3065不平穩(wěn) GDP-5.6802260.0000平穩(wěn)M

9、2-1.4097920.5685不平穩(wěn) M2-6.6973170.0000平穩(wěn)CUR-4.0344910.0032平穩(wěn)在5%的顯著水平下判別從表中可以看出，CPI、GDP、M2都是一階單整序列I(1),其一階差分序列為平穩(wěn)時間序列，CUR本身為平穩(wěn)時間序列，最高階變量超過兩個，滿足協(xié)整檢驗的前提。（二）VAR模型滯后階數(shù)的確定滯后期過小，導致誤差項的嚴重自相關(guān)。滯后期過大，嚴重影響自由度。本文采用AIC信息準則及SC信息準則判斷滯后期。 VAR滯后期選擇本文建立二階滯后期VAR(2)模型（三）VAR模型平穩(wěn)性檢驗VAR模型具有穩(wěn)定性是模型試用的前提，模型穩(wěn)定的充分必要條件是所有特征值的模都在單

10、位圓以內(nèi)（小于1），本文采用AR檢驗得如圖：本模型中不含有大于一的單位根，所以建立VAR(2)模型是非常平穩(wěn)的。（四）Johansen協(xié)整檢驗Johansen檢驗是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，用于檢驗多變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗表明，M2、GDP、CPI三個變量在5%的顯著水平上存在長期協(xié)整關(guān)系（五）經(jīng)濟變量隨機波動影響因素動態(tài)分析1、脈沖響應(yīng)（IRF）在VAR模型基礎(chǔ)上，采用cholesky分解技術(shù)，可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進一步分析貨幣供應(yīng)量M2對GDP、CPI、CUR的沖擊以及CPI對M2、GDP、CUR的沖擊。（1）GDP對M2沖擊的響應(yīng)對M2的沖擊，GDP只有410期為

11、正響應(yīng)，其余沖擊為負值。說明短期內(nèi)貨幣供應(yīng)增加導致物價上漲，有害經(jīng)濟發(fā)展，然后出現(xiàn)托賓效應(yīng)，即貨幣供給增長導致實物產(chǎn)出增長，但僅僅4期以后，反托賓效應(yīng)出現(xiàn)，并持續(xù)長達10期之久。這一現(xiàn)象的解釋是貨幣供給過量導致物價上漲，第一階段人們對此的反應(yīng)是減少非必需品消費，進而導致GDP增速下降。第二階段出現(xiàn)投資熱潮以抵御通脹壓力，所以托賓效應(yīng)出現(xiàn)。第三階段貨幣供給時滯帶來的通脹壓力達到頂峰，受原材料價格全面上漲等影響，經(jīng)濟增速持續(xù)下降，出現(xiàn)反托賓效應(yīng)。這說明，我國宏觀政策應(yīng)盡量避免通過擴張的貨幣政策來刺激經(jīng)濟。短時間來看是有利的，但長時間有害與經(jīng)濟增長。(2)CUR對M2沖擊的響應(yīng) 我們看到，此圖與上圖

12、形狀基本相同，說明失業(yè)率與GDP對貨幣供應(yīng)的沖擊反應(yīng)具有趨同性。但這條線明顯要平緩很多。在初期貨幣投放市場，原材料價格上漲遲于企業(yè)商品供給價格上漲，企業(yè)將表現(xiàn)為擴大生產(chǎn)。而中期原材料價格上漲，企業(yè)利潤變低，將裁員以應(yīng)對，新一輪價格上漲結(jié)束，失業(yè)率又降變低。沖擊變化平緩的原因主要為城鎮(zhèn)人口以企事業(yè)單位為主，對經(jīng)濟周期變化的反應(yīng)不很顯著。從事勞動密集性產(chǎn)業(yè)的人員主要以流動人口為主，在城鎮(zhèn)失業(yè)率中沒有很過多體現(xiàn)。（3）CUR對CPI沖擊的響應(yīng)菲利普斯曲線在一定程度上適合我國國情，在1-8、18-10共10個階段失業(yè)率與CPI負相關(guān)，尤其是前8個階段負相關(guān)性十分明顯，說明通脹的提高能提高就業(yè)水平。但出

13、現(xiàn)嚴重通脹時，企業(yè)降解雇員工來避險，就像8-18階段所示。（4）CUR對GDP沖擊的響應(yīng)失業(yè)率與GDP明顯呈長期的負相關(guān)關(guān)系，GDP越高，失業(yè)率就越低。但我們看到最后又有重合的趨勢。一方面說明奧肯定律并未失效，另一方面說明我國的經(jīng)濟發(fā)展由粗放型向集約型轉(zhuǎn)化。因此企業(yè)員工邊際產(chǎn)出增加，帶動GDP增長，企業(yè)以發(fā)展高新技術(shù)為主導，不再需要大量員工從事密集性生產(chǎn)。（5）CPI對GDP的沖擊從圖中可以明顯看出，CPI的增長對GDP首先是有積極作用，在10期后有副作用出現(xiàn)，以后逐漸平穩(wěn)，不再有顯著影響。說明同伙膨脹對損害經(jīng)濟增長的弗里德曼假說在我國并不適用。顯然通脹在初期是有利于經(jīng)濟發(fā)展的。2、方差分解。

14、通過方差分解定量而直觀地把握變量間的影響關(guān)系，與VAR(2)模型為基礎(chǔ)，按照CPI、GDP、CUR、M2的順序進行方差分解，其結(jié)果如圖所示。 方差分解圖首先，從方差分解圖中可以看出,CPI沖擊對自身影響變化并不劇烈，在1期達到100%并在第6期將為80%，其貢獻度是三者中最大的。貨幣供應(yīng)量沖擊對通脹率的貢獻度在第2期后保持在10%左右，經(jīng)濟增長沖擊對通脹率的貢獻度在第6期后保持在15%左右。就業(yè)對通脹基本無影響。這表明貨幣供應(yīng)和經(jīng)濟增長可以解釋四分之一左右的通貨膨脹，這符合需求拉動型通脹。其次，失業(yè)率對自身的沖擊由100%迅速衰減到了40%左右。而GDP和CPI上漲到了30%左右，這說明GDP

15、和CPI可以解釋60%左右的失業(yè)變化。說明我國的就業(yè)主要靠經(jīng)濟增長和通脹拉動，符合菲利普斯曲線和奧肯定律的解釋。貨幣供應(yīng)基本上沒有影響。再次，GDP對自身的沖擊下降到60%左右，而CPI上升最為顯著，占到了40%的比例。說明我國經(jīng)濟增長即受制于實體經(jīng)濟的增長，由受制于通脹的上升。最后，貨幣供應(yīng)對自身的沖擊下降到了40%左右，而CPI和GDP上漲到了30%，這表明隨著時間的變化，通脹和經(jīng)濟增長對貨幣供應(yīng)的增長影響將會越來越顯著，貨幣內(nèi)生性增強，這符合我國目前的貨幣政策取向，綜合考慮貨幣、財政和收入約束，而不是單純的考慮貨幣數(shù)量。四、結(jié)論從經(jīng)濟增長率、貨幣供應(yīng)增長率、通貨膨脹率和事業(yè)率之間的長期關(guān)

16、系來看，它們之間都具有非平穩(wěn)性特征，但它們之間卻存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通貨膨脹對經(jīng)濟增長有正的效應(yīng)，且對就業(yè)有正效應(yīng)。貨幣供應(yīng)量對通脹沒有顯著影響，對就業(yè)也沒有顯著影響。就業(yè)對經(jīng)濟增長有正的效應(yīng)。長期來看，經(jīng)濟增長對貨幣供應(yīng)呈負面影響，而貨幣供應(yīng)的增加有助于經(jīng)濟增長。（托賓效應(yīng)存在）。綜上，表明我國貨幣供給具有長期非中性和內(nèi)生性特征。貨幣非中性，表明我國通過調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量的貨幣政策來調(diào)節(jié)經(jīng)濟是可行有效的。貨幣供給的內(nèi)生性，一方面很可能是我國銀行部門長期獨立性弱、缺乏獨立的貨幣政策所致。另一方面，我國近幾年的貿(mào)易順差和外商直接投資所引起的外匯占款，導致央行被動適應(yīng)貨幣供給。從就業(yè)方面來看，G

17、DP拉動就業(yè)水平非常顯著，但隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，勞動密集性的企業(yè)正在逐步的轉(zhuǎn)變發(fā)展思路，對人才的要求也不同。因此政府對GDP增長要求不能放松。參考文獻：王立平、萬倫來.計量經(jīng)濟學理論與應(yīng)用 合肥工業(yè)大學出版社 陸云航 貨幣供應(yīng)量、價格水平和GDP關(guān)系的經(jīng)驗研究：19522003 經(jīng)濟科學 2005 肖六億 有效就業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系基于時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗 人口與經(jīng)濟 2006蔡昉 為什么“奧肯定率”在中國失靈再論經(jīng)濟增長與就業(yè)的關(guān)系 宏觀經(jīng)濟研究 2007姚遠 中國貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究 經(jīng)濟與管理 2007 附錄I：Eviews 輸出CPI檢驗一階差分CUR檢驗 一階差分G

18、DP檢驗 一階差分M2檢驗一階差分VAR(2)VAR Model:CPI = C(1,1)*CPI(-1) + C(1,2)*CPI(-2) + C(1,3)*CUR(-1) + C(1,4)*CUR(-2) + C(1,5)*GDP(-1) + C(1,6)*GDP(-2) + C(1,7)*M2(-1) + C(1,8)*M2(-2) + C(1,9)CUR = C(2,1)*CPI(-1) + C(2,2)*CPI(-2) + C(2,3)*CUR(-1) + C(2,4)*CUR(-2) + C(2,5)*GDP(-1) + C(2,6)*GDP(-2) + C(2,7)*M2(-1)

19、 + C(2,8)*M2(-2) + C(2,9)GDP = C(3,1)*CPI(-1) + C(3,2)*CPI(-2) + C(3,3)*CUR(-1) + C(3,4)*CUR(-2) + C(3,5)*GDP(-1) + C(3,6)*GDP(-2) + C(3,7)*M2(-1) + C(3,8)*M2(-2) + C(3,9)M2 = C(4,1)*CPI(-1) + C(4,2)*CPI(-2) + C(4,3)*CUR(-1) + C(4,4)*CUR(-2) + C(4,5)*GDP(-1) + C(4,6)*GDP(-2) + C(4,7)*M2(-1) + C(4,8)

20、*M2(-2) + C(4,9)VAR Model - Substituted Coefficients:=CPI = 1.*CPI(-1) - 0.*CPI(-2) + 1.*CUR(-1) - 0.*CUR(-2) + 0.*GDP(-1) + 0.*GDP(-2) - 0.*M2(-1) + 0.*M2(-2) + 27.72510505CUR = - 0.*CPI(-1) - 0.*CPI(-2) + 0.*CUR(-1) + 0.*CUR(-2) - 0.*GDP(-1) + 0.*GDP(-2) - 0.*M2(-1) + 0.*M2(-2) + 2.GDP = 0.*CPI(-1

21、) - 0.*CPI(-2) + 3.*CUR(-1) - 2.*CUR(-2) + 0.*GDP(-1) + 0.*GDP(-2) - 0.*M2(-1) + 0.*M2(-2) + 11.39197354M2 = - 0.*CPI(-1) + 0.*CPI(-2) + 0.*CUR(-1) - 0.*CUR(-2) + 0.*GDP(-1) + 0.*GDP(-2) + 0.6548273*M2(-1) + 0.*M2(-2) + 5.最佳滯后階數(shù)判定 取2階滯后期VAR模型單位根檢驗Endogenous graphJohansen檢驗10期脈沖方差分解附錄II 數(shù)據(jù)來源貨幣和準貨幣（M2）_月末數(shù)同比增速國內(nèi)生產(chǎn)總值增速_累計城鎮(zhèn)登記失業(yè)率居民消費價格指數(shù)（上年=100）_當月(%)(%)月末數(shù)同比增速%2001-03128.53.2100.82001-0613.28.13.5101.42001-0912.883.499.92001-1212.18.33.799.72002-0314.38.93.899.22002-0613.58.94.299.22002-0913.69.24.199.32002-1213.69.1499.62003-0312.910.84.6100.92003-0613.2