第二章 協(xié)整分析

1、回總目錄回本章目錄第三節(jié)第三節(jié) 我國資本市場與貨幣政策的協(xié)整關(guān)系我國資本市場與貨幣政策的協(xié)整關(guān)系 一、模型及方法 二、實證檢驗過程 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 一.模型及方法 （一）單位根檢驗 目前使用比較廣泛的是ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）和PP檢驗（Phillips- Perron Test）。 ADF檢驗是當誤差項存在自相關(guān)的情況下將DF檢驗進行的擴展，它假設(shè)模型包含足夠多的滯后項使得一個n 階自回歸模型的殘差是白噪聲的，并計算原假設(shè)滯后的差分項系數(shù)等于零的t統(tǒng)計量。 PP檢驗主要應用于一階自回歸模型的殘差不是白噪聲，而存在自相關(guān)的情況

2、。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 ADF檢驗 該檢驗是基于以下回歸方程： 然后，分別對無限制回歸方程和有限制回歸方程（ =0且=1 ）用OLS進行估計。最后計算出標準F比率： F可以用來檢驗限制條件（=0且=1）是否成立。當?shù)闹碉@著小于1，說明不含有單位根，是平穩(wěn)的，反之，是非平穩(wěn)的。 回總目錄回本章目錄11nttttjtjYYy()()/ ()RURURFNKESSESSq ESS回總目錄回本章目錄 （二）協(xié)整檢驗 要驗證多個非平穩(wěn)的變量之間是否存在長期穩(wěn)定的線性關(guān)系，可以采用協(xié)整檢驗法進行檢驗。協(xié)整檢驗方法有兩種： E-G兩步法 Johansen協(xié)整檢驗法 這兩種方法的主要差別在于

3、E-G兩步法采用的是一元方程技術(shù)，而Johansen協(xié)整檢驗法采用的是多元方程技術(shù)。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄E-G兩步法 基本原理： 假設(shè) 、 均屬于I（1）過程，那么一階差分后 的 、 則為平穩(wěn)時間序列。首先用OLS對協(xié)整回歸方程 進行估計。然后，檢驗這個回歸方程 的殘差是否是平穩(wěn)的。 檢驗是非平穩(wěn)的假設(shè)可以采用兩種方法進行： 第一種用ADF單位根檢驗； 第二種用協(xié)整回歸的D-W統(tǒng)計量進行。 tX回總目錄回本章目錄tYtttYXtXtY回總目錄回本章目錄（三）Granger因果關(guān)系檢驗 基本思想：如果Y 不應當有助于預測X的變化引起Y的變化，則X 的變化應該發(fā)生在Y的變化之前。

4、 如果X是引起Y變化的原因，則必須滿足兩個條件： X 應該有助于預測Y（即在Y關(guān)于Y的過去值的回歸中， 添加X的過去值作為獨立變量應當顯著地增加回歸的解 釋能力X?；乜偰夸浕乇菊履夸浕乜偰夸浕乇菊履夸?雙變量的Granger因果關(guān)系檢驗模型 模型公式： 要檢驗X與Y之間的因果關(guān)系，就是要檢驗 =0 和 =0 （i =1,2,）。如果兩個假設(shè)檢驗都不能拒絕，則X、Y就是兩個獨立的序列；如果兩個變量都被拒絕，則X、Y之間互為因果。若拒絕前者而接受后者，則存在從X到Y(jié)的單向因果關(guān)系，反之，則存在從Y到X的單向因果關(guān)系?；乜偰夸浕乇菊履夸泃t11=+mmit iit iiiYaYb X11mmtit

5、iit itiiXXYibi回總目錄回本章目錄 （四）向量自回歸（VAR）模型 VAR模型通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。該模型避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題。 最一般的VAR模型的表達式是： 一般根據(jù)AIC和SC信息量取值最小準則確定模型的階數(shù)。 回總目錄回本章目錄1111.ttptptrt rtYAYA YB XB X回總目錄回本章目錄 （五）脈沖響應函數(shù) 脈沖響應函數(shù)刻畫的是，在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對于內(nèi)生變量當前值和未來值所帶來得影響。 假設(shè)兩變量的VAR（1）模型為： 如果 發(fā)生變化，不僅當前的Y

6、值立即改變，而且還會通過當前的Y值影響到Y(jié)和X的今后取值。脈沖響應函數(shù)就是用來描述這些影響的軌跡，顯示任意一個變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。 回總目錄回本章目錄1111211,ttttYa Ya X2112212,ttttXa Ya X1,t回總目錄回本章目錄 （六）方差分解 主要思想： 把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量（如m個）的波動按照其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。 方差分解的模型為：回總目錄回本章目錄1122,0012,10()()( )var()()ssq ijijq ijijqqijksijq ijijj

7、qRVCsy 回總目錄回本章目錄 二.實證檢驗過程 分為兩個階段，即： 2000年1月至2001年6月（僅以此階段為例） 2001年7月至2003年12月 數(shù)據(jù)選取時間：2000年1月至2003年12月 變量選?。篠HZ, M0, M1, M2, LOAN 分別表示上證綜合指數(shù)、基礎(chǔ)貨幣供應量、狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量和貸款總額。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 （一）單位根檢驗 為了防止產(chǎn)生謬誤回歸問題，首先用ADF方法對所采用的時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。 表2.1 第一階段（2000年1月-2001年6月）各變量的單位根檢驗 注：*表示其顯著性判斷誤差0.01，*表示

8、其顯著性判斷誤差0.05。 回總目錄回本章目錄變量名ADF檢驗值一階差分ADF檢驗值SHZ-3.041724D（SHZ）-3.034275*M0-2.057489D（M0）-3.987619*M1-2.422591D（M1）-2.925201*M2-2.985778D（M2）-4.200994*LOAN-1.695482D（LOAN）-3.838658*回總目錄回本章目錄分析： 上證綜合指數(shù)（SHZ）、貨幣供應量（M0、M1、M2）貸款總額（LOAN）在5%的顯著性水平下，都大于相應的MacKinnon臨界值，這表明這些變量都是非平穩(wěn)的；而在1%的顯著性水平下，大多數(shù)上述變量的一階差分都小于相

9、應的MacKinnon臨界值，并且都通過了單位根檢驗。這說明這些變量的一階差分都是平穩(wěn)的。由此，可以判斷這5個變量都是一階單整的，即都屬于I（1）過程，對這樣的經(jīng)濟變量之間的關(guān)系應該采用協(xié)整檢驗進行分析。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 （二）協(xié)整檢驗 將M0、M1、M2、LOAN分別和SHZ進行E-G兩步法協(xié)整檢驗 ： 表2.3 第一階段（2000年1月-2001年6月）的協(xié)整檢驗 注：*表示其顯著性判斷誤差0.01，*表示其顯著性判斷誤差0.05。 回總目錄回本章目錄協(xié)整變量協(xié)整方程殘差的ADF檢驗值SHZ與M0SHZ=4.328938-0.249423M0+-1.937924SHZ

10、與M1SHZ=-2.226328+1.173619M1+-2.911748*SHZ與M2SHZ=-4.206806+1.464210M2+-2.835839*SHZ與LOANSHZ=-5.860188+1.831472LOAN+-2.167615*回總目錄回本章目錄分析： M1、M2、和LOAN都與SHZ存在著比較顯著的協(xié)整關(guān)系，它們的殘差在5%的顯著性水平下，都小于相應的MacKinnon臨界值，而M0卻與SHZ之間的協(xié)整關(guān)系卻并不顯著，其殘差在5%的顯著性水平下，大于相應的MacKinnon臨界值。這說明我國在2000年至2001年中期通過基礎(chǔ)貨幣供應量影響資本市場的作用還比較小，而狹義貨

11、幣供應量、廣義貨幣供應量和貸款總額都與上證綜指存在著穩(wěn)定的長期協(xié)整關(guān)系。 另外從系數(shù)的絕對值上看，貸款總額與上證綜指存在著比其他的變量更強的相關(guān)性；從系數(shù)的符號上看，除了基礎(chǔ)貨幣M0與上證綜指之間是負相關(guān)之外，其余的變量都與股票指數(shù)存在正相關(guān)的關(guān)系。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 （三）Granger因果關(guān)系檢驗 為了進一步了解M0、M1、M2、LOAN的變化是否就是引起SHZ變化的原因，我們還必須對它們進行Granger因果關(guān)系檢驗。 表2.5 第一階段（2000年1月-2001年6月）Granger因果關(guān)系檢驗 回總目錄回本章目錄零假設(shè)觀測數(shù)F值可能性（%）SHZ不是M0的Gran

12、ger原因 160.4289773.79M0不是SHZ的Granger原因2.0244218.91SHZ不是M1的Granger原因161.4995528.70M1不是SHZ的Granger原因1.5755326.96SHZ不是M2的Granger原因160.4625971.62M2不是SHZ的Granger原因3.794465.84SHZ不是LOAN的Granger原因167.382371.08LOAN不是SHZ的Granger原因2.0382018.71回總目錄回本章目錄分析： 在第一階段中，SHZ與M0均不是彼此的Granger原因，這與協(xié)整檢驗的結(jié)論是一致的； 而SHZ與M1的任何單項

13、的Granger原因都不易拒絕，可以認為雙方互為Granger原因；在10%的顯著性水平上，我們就可以確定M2是SHZ的Granger原因，而不是相反；同樣也在10%的顯著性水平上，SHZ是LOAN的Granger原因。 在第二階段中，在10%的顯著性水平上，SHZ是M0的Granger原因；SHZ與M1的關(guān)系和在第一階段類似，兩者互為Granger原因；在10%的顯著性水平上，M2是SHZ的Granger原因；然而在10%的顯著性水平上，LOAN成為了SHZ的Granger原因。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 綜上所述，我們得出以下結(jié)論：2001年6月以前，基礎(chǔ)貨幣供應量與上證綜合指

14、數(shù)之間幾乎不存在因果關(guān)系，然而，2001年6月以后， 隨著貨幣政策對資本市場的影響越來越深入，基礎(chǔ)貨幣的供應量開始成為引起上證綜合指數(shù)波動的原因之一；狹義貨幣供應量始終與上證綜合指數(shù)互相影響，互為原因；而廣義貨幣供應量卻一直是股指波動的原因；第一階段上證綜合指數(shù)與貸款總額的Granger因果關(guān)系在第二階段剛好互換，即貸款總額成為了上證綜合指數(shù)的原因，這種變化與2001年6月前后我國貨幣政策傳導途徑的傾向變化有關(guān)：2001年上半年以前，我國貨幣政策主要通過貨幣渠道傳導；而下半年以來，在貨幣政策傳導途徑上開始逐漸重視信貸調(diào)節(jié)的作用?；乜偰夸浕乇菊履夸?（四）VAR模型分析 作為比較，將采用VAR模

15、型進行研究。我們采用AIC和SC準則確定VAR模型的滯后階數(shù)在第一階段為2，在第二階段為4，并且可以分別得到SHZ, M0, M1, M2, LOAN的模型方程： （以第一階段SHZ方程為例） SHZ=0.0785SHZ（ 1） 0.0558SHZ（ 2） 0.7673M0（ 1） 1.0043M0（ 2） 2.8162M1（ 1）+5.3432M1（ 2） +4.9107M2（ 1） 7.3875M2（ 2） +1.4251LOAN（ 1）+1.6345LOAN（ 2） 3.3868 該方程的判決系數(shù) ，經(jīng)過修正的判決系數(shù) 回總目錄回本章目錄20.9824R 20.9473R 回總目錄回本章

16、目錄分析： 由于在得到的VAR模型的每個方程式的右邊都不含有當期變量，即不需要對解釋變量在預測期內(nèi)的取值作任何預測，可以利用現(xiàn)有的解釋變量的數(shù)據(jù)對下一期的被解釋變量進行預測。 這些方程不僅有助于對未來的被解釋變量進行有相當精確度的預測，而且也進一步證明了本文前面所得到的建立在VAR模型之上的上證綜合指數(shù)SHZ與基礎(chǔ)貨幣供應量M0、狹義貨幣供應量M1、廣義貨幣供應量M2、貸款總額LOAN之間的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 （五）脈沖響應函數(shù)分析 為了反映我國的貨幣政策與資本市場之間，對任何一方的沖擊會給另一方當前值和未來值所帶來的影響，我們可以使

17、用脈沖響應函數(shù)來刻畫這種動態(tài)過程。 在以下各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月），縱軸表示受到影響的變量，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示響應函數(shù)加減兩倍標準差的置信帶。 回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 圖2.1M0沖擊對SHZ的影響 圖2.2 M1沖擊對SHZ的影響 圖2.3M2沖擊對SHZ的影響 圖2.4 LOAN沖擊對SHZ的影響 回總目錄回本章目錄-0.015-0.010-0.0050.0000.0050.0100.01512345678910-0.015-0.010-0.0050.0000.0050.0100.0150.02012345678910 -0.015 -0.

18、010 -0.005 0.000 0.005 0.010 0.015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -0.010.000.010.020.0312345678910回總目錄回本章目錄 分析：分析： 當在本期給貨幣供應量（M0、M1、M2）或者貸款總額一個沖擊后，會對上證指數(shù)SHZ在第1期至第3期有一個先向下再向上的作用，在第3期或第4期以后SHZ才開始慢慢進入穩(wěn)定增長時期。這說明通過給貨幣供給量或貸款總額沖擊，可以引起股票價格指數(shù)在一定期間內(nèi)穩(wěn)定增長，只是引起的增長要滯后3個或4個月。另外，M0、M1、M2的沖擊對SHZ的影響依次遞增，這主要是因為后兩者包含的范圍更廣，從而對資本市

19、場的影響程度更深。 當在本期給上證綜合指數(shù)SHZ一個沖擊后，會使貨幣政策各變量開始增長，并且在第2期左右進入穩(wěn)定增長時期，其增長幅度一般比貨幣政策的沖擊所引起股指增長的幅度小。這說明貨幣政策的變動對資本市場所產(chǎn)生的影響表現(xiàn)的更為猛烈。回總目錄回本章目錄回總目錄回本章目錄 （六）方差分解 最后，再利用方差分解技術(shù)分析貨幣政策各變量沖擊對于上證綜指的貢獻率。 表2.7 第一階段（2000年1月-2001年6月）SHZ的方差分解表 回總目錄回本章目錄PeriodS.E.SHZM0M1M2LOAN10.003417100.00000.0000000.0000000.0000000.00000020.0

20、1870467.097654.5922520.90407826.870240.53578230.02972155.472051.8276791.97090238.596032.13333940.6668050.575970.3792001.32744746.208201.50918150.15616249.013770.0695281.48853247.825641.60252560.36902748.137670.0153111.44677948.672431.72781270.88145448.516440.0031421.46169448.299011.71971182.08042648.548960.0007241.48541748.218851.74605594.91011248.573010.0004651.46038648.231741.7343951011.5829248.598370.0003381.45420648.220481.726609回總目錄回本章目錄分析： 上表包括7列。第一列是預測期，S.E.中數(shù)據(jù)為變量SHZ的各期預測標準誤。后5列均是百分數(shù)，分別代表以SHZ、M0、M1、M2、LOAN為因變量的方程新息對