13 基于MS_VAR模型的我国货币政策非对称效应实证研究_袁吉伟

当前我国货币政策有效性分析

当前我国货币政策有效性分析 发表时间：2010-01-06T13:38:43.873Z 来源：《中外企业家》2009年第11期下供稿作者：朱晶晶，肖存泉[导读] 针对通货膨胀高企的现象，2006年至今，央行多次上调基准利率和法定存款准备金率，但是作用效果并不明显。 朱晶晶，肖存泉(江西财经大学经济学院，南昌 330013；中国银行福清支行，福建福清 350300) 摘要：针对通货膨胀高企的现象，2006年至今，央行多次上调基准利率和法定存款准备金率，但是作用效果并不明显。对当前我国货币政策的有效性进行分析，并在此基础上提出如何提高货币政策有效性的政策建议。关键词：货币政策、通货膨胀、有效性中图分类号：F822 文献标志码：A 文章编号：1001-7836- 2003年以来，我国GDP增长率连续五年超过10%。但是，在经济高速发展的同时，通货膨胀一直持续急升，继2007年我国消费者物价指数(CPI)同比增长4.8%后，2008年第一季度我国CPI同比增长8%。中国政府已经将治理通货膨胀视为宏观经济第一要务。这次的通货膨胀主要表现在：⑴构成CPI的八大商品类别看，上涨幅度较大的主要是食品类价格。2006年以来，国际粮食价格全线上涨，大部分农作物的价格、涨幅均达到近十年来的最高水平。⑵随着次级债危机影响的不断扩散，美元持续贬值，导致以美元计价的国际石油、有色金属等能源和基础产品价格持续上涨。使中国企业背负了越来越重的成本压力，生产资料价格持续上涨对下游产品的成本推动效应，将带动整体物价水平的上扬。⑶动力市场的紧张推动了劳动力价格的上升、特别是2008年《劳动合同法》的实施，企业的劳动力成本提高，而且就业刚性增强。 针对CPI高企的现象，2007年提出适度从紧“防止经济增长由偏快转为过热，防止价格由结构性上涨演变为明显通货膨胀” 的货币政策，作为当前宏观调控的首要任务。一年内十次上调存款准备金率，六次上调金融机构人民币存贷款基准利率。今年以来又五次上调存款准备金率达到17.5%。一季度央行累计发行约1.7万亿元央票，正回购额超过1.8万亿元。银行为回收流动性采用了这么多政策，但必须看到，由于国际收支顺差持续增大，外汇储备不断增加，流动性过剩依然严重。仅到11月末，外汇占款已经超过13万亿元人民币，比年初增加31 639.4亿元人民币，扣除央行净回笼的2.63万亿元，仅外汇占款一项，基础货币新增约5 000亿元。由于外汇占款的持续增加，2006年和2007年基础货币余额只是增速放缓，但是绝对量还是以很快的速度增长。可见，货币政策的有效性得到挑战。 一、我国货币政策有效性分析 货币政策有效性，就是指货币政策能否立足于特定的经济金融环境，运用特定的政策工具与政策手段选择，通过不同的传导机制，影响现实经济金融运行，引导社会资金的合理流动，提高资源配置的有效性，顺利实现其预定的调控目标。中国人民银行调节经济的货币政策工具主要有公开市场业务、法定存款准备金率、再贴现、利率政策等。这些工具都因我国市场经济体制不完善而存在着制度缺陷，致使货币政策不能很好地通过市场发挥应有的作用，制约了货币政策效率的发挥。 (一)公开市场业务。中国人民银行灵活运用对冲工具，加大公开市场操作力度。搭配使用中央银行票据和以特别国债为工具的正回购操作，收回银行体系流动性。但是，我国国债的期限结构和持有结构不合理使得国债缺乏足够的操作规模，且多为中长期国债，而适用于公开市场业务操作的短期国债却很少。2007年，通过在公开市场发行央行票据和正回购所回笼资金5.14万亿，但净回笼仅为8 200亿元，比去年增加不到一成。原因在于今年有高达3.6万亿元的央行票据到期，如果再加上正回购量，则到期资金量高达4.4万亿元。因此，虽然通过央行票据等收回了部分流动性，但这些央票以后还会到期，只是把更猛烈的流动性问题给推迟了，因此，很难通过公开市场业务压下去。 (二)再贴现政策。再贴现政策是中央银行根据信贷资金供求情况，制定和调整再贴现利率来干预和影响市场利率及货币市场的供求，从而调节市场货币供应量的一种金融政策。我国再贴现操作实行总量比例控制、期限比例控制和投向比例控制，再贴现所占基础货币的比重偏低。这一操作规则在中国人民银行对再贴现限额实行集中管理和统一调度的管制下，显得缺少灵活性，从一定程度上制约了再贴现政策的活力。 (三)利率政策。⑴虽然我国的利率市场化改革已经取得了一定的成果，但利率没有完全市场化，加息虽然可以回笼流动性，但还不能真正反映资金供求状况，难以灵活有效地带动经济主体行为进行调整，对货币供应量的影响非常之小。作为金融机构存款基准利率的一年期存款利率所经历的所有调整时间点上的名义利率和扣除同月居民消费价格同比上涨幅度后的实际利率，从2007年，实际利率一直呈负值，并且负值水平有继续扩大的趋势，意味着信贷成本、资金成本偏低，不利于控制固定资产投资和信贷增长，与从紧的货币政策不符。 ⑵货币市场和资本市场的不断完善与扩大，人们存钱的方式有了很大的改变，不单是储蓄，资金还会向其他金融市场分流。同时，随着居民收入的持续增加和财富的积累，消费需求逐步升级以及提前消费的观念，带动了对房地产和汽车的消费，使居民更愿意采取银行消费贷款的行为。因此货币需求对利率变得不敏感且利率弹性较小，从而货币政策失效。⑶央行今年连续五次调高准备金率而未采取加息，也是对当前经济“把脉”的结果。因为，人民币在不断升值的同时美元连续降息，中美利差进一步加大，国际热钱大举进入中国，因此缩窄了人民币加息的空间，制约了运用货币政策调节经济的空间。 (四)准备金政策。中央银行通过调整存款准备金率，影响金融机构的信贷资金供应能力，从而间接调控货币供应量。此项政策是针对银行等金融机构的，对最终客户的影响是间接的。央行一季度货币政策报告显示，金融机构超额准备金率呈现持续下降的趋势，3月末仅为2%，比上年年末低1.3个百分点。超额准备金是商业银行应对流动性风险的需要。从历史经验看，商业银行的超额准备金率都在2%以上。因此，目前商业银行的超额准备金率已相对不足。而目前17.5%的法定存款准备金率为二十年来最高，商业银行的头寸显得不足，未来提高法定存款准金率的空间已经很小。 二、提高我国货币政策有效性的建议 (一)进一步提高中央银行政策的独立性和透明度 研究表明，中央银行的独立性越大，其实施货币政策的效率就越高。而我国中央银行的独立性不够，在行使货币政策时受到多方干扰。在我国现行分业经营、分业监管的制度安排下，在进一步加强中央银行货币政策独立性的同时还要提高政策的透明度，尽量公开中央银行采取的措施和操作的相关信息，建立畅通的沟通机制，增强公众对货币政策的理解和支持，引导公众形成合理的预期。 (二)发展完善货币市场

误差修正模型实例(精)

一、误差修正模型的构造 对于yt的(1，1阶自回归分布滞后模型： 在模型两端同时减yt-1，在模型右端，得： 其中，，，。 记（5-5） 则（5-6） 称模型（5-6）为“误差修正模型”，简称ECM。 二、误差修正模型的含义 如果yt ~ I(1，x t ~ I(1，则模型（5-6）左端，右端，所以只有当yt和x t协整、即yt和x t之间存在长期均衡关系时，式（5-5）中的ecm~I(0，模型（5-6）两端的平稳性才会相同。 当yt和x t协整时，设协整回归方程为：

它反映了yt与x t的长期均衡关系，所以称式（5-5）中的ecm t-1是前一期的“非均衡误差”，称误差修正模型（5-6） 中的是误差修正项，是 修正系数，由于通常 ，这样；当ecm t-1 >0时（即出现正误差），误差修正项< 0，而ecm t-1 < 0时（即出现负误差）， > 0，两者的方向恰好相反，所以，误差修正是一个反向 调整过程（负反馈机制）。 误差修正模型有以下几个明确的含义： 1．均衡的偏差调整机制 2．协整与长期均衡的关系 3．经济变量的长期与短期变化模型 长期趋势模型： 短期波动模型： 三、误差修正模型的估计 建立ECM的具体步骤为： 1．检验被解释变量y与解释变量x（可以是多个变量）之间的协整性； 2．如果y与x存在协整关系，估计协整回归方程，计算残差序列e t：

3．将e t-1作为一个解释变量，估计误差修正模型： 说明： （1）第1步协整检验中，如果残差是确定趋势过程，可以在第2步的协整回归方程中加入趋势变量； （2）第2步可以估计动态自回归分布滞后模型： 此时，长期参数为： 协整回归方程和残差也相应取成： ， （3）第2步估计出ECM之后，可以检验模型的残差是否存在长期趋势和自相关性。如果存在长期趋势，则在ECM中加入趋势变量。如果存在自相关性，则在ECM的右端加入 误差修正项的滞后期一般也要作相应 调整。 如取成以下形式：

协整检验及误差修正模型实验指导

协整检验及误差修正模型实验指导 一、实验目的 理解经济时间序列之间的理论关系，并学会用统计方法验证他们之间的关系。学会验证时间序列存在的不平稳性，掌握ADF检验平稳性的方法。认识不平稳的序列容易导致虚假回归问题，掌握为解决虚假回归问题引出的协整检验，协整的概念和具体的协整检验过程。协整描述了变量之间的长期关系，为了进一步研究变量之间的短期均衡是否存在，掌握误差纠正模型方法。 二、实验内容及要求 1、实验内容 用Eviews来分析1982年到2002年中国居民实际消费支出的对数序列和中国居民实际可支配收入的对数序列{}之间的关系。内容包括： （1）对两个对数序列分别进行ADF平稳性检验； （2）进行二者之间的协整关系检验； （3）若存在协整关系，建立误差修正模型ECM。 2、实验要求 （1）在认真理解本章内容的基础上，通过实验掌握ADF检验平稳性的方法； （2）掌握具体的协整检验过程，以及误差修正模型的建立方法； （3）能对宏观经济变量间的长期均衡关系进行分析。 三、实验指导 1、对两个数据序列分别进行平稳性检验： （1）做时序图看二者的平稳性 在workfile中按住ctrl选择要检验的二变量，击右键，选择open—as group，此时他们可以作为一个数据组被打开。点击“View”―“graph”—“line”，得到两个序列的时序图。 给出两个序列的时序图。 从上图可以看出两个序列都呈上升趋势，显然不平稳，但二者有大致相同的增长和变化趋势，说明二者可能存在协整关系。但若要证实二者有协整关系，必须先看二者的单整阶数，如果都是一阶单整，则可能存在协整关系，若单整地阶数不相同，则需采取差分的方式，

误差修正模型

第二节 误差修正模型（Error Correction Model ，ECM ） 一、误差修正模型的构造 对于y t 的(1，1)阶自回归分布滞后模型： t t t t t y x x y εβββα++++=--12110 在模型两端同时减y t-1，在模型右端10-±t x β，得： t t t t t t t t t t t t t x y x x y x y x x y εααγβεββββαββεββββα+--+?=+---+--+?=+-+++?+=?------)(]) 1()1()[1()1()(1101012120120121100 其中，12-=βγ，)1/()(200ββαα-+=，)1/(211ββα-=。 记 11011-----=t t t x y ecm αα （5-5） 则 t t t t ecm x y εγβ++?=?-10 （5-6） 称模型（5-6）为“误差修正模型”，简称ECM 。 二、误差修正模型的含义 如果y t ~ I(1)，x t ~ I(1)，则模型（5-6）左端)0(~I y t ?，右端)0(~I x t ?，所以只有当y t 和x t 协整、即y t 和x t 之间存在长期均衡关系时，式（5-5）中的ecm~I(0)，模型（5-6）两端的平稳性才会相同。 当y t 和x t 协整时，设协整回归方程为： t t t x y εαα++=10 它反映了y t 与x t 的长期均衡关系，所以称式（5-5）中的ecm t -1

是前一期的“非均衡误差”，称误差修正模型（5-6）中的1-t ecm γ是误差修正项，12-=βγ是修正系数，由于通常1||2<β，这样 0<γ； 当ecm t -1 >0时（即出现正误差），误差修正项1-t ecm γ< 0，而ecm t -1 < 0时（即出现负误差），1-t ecm γ> 0，两者的方向恰 好相反，所以，误差修正是一个反向调整过程（负反馈机制）。 误差修正模型有以下几个明确的含义： 1．均衡的偏差调整机制 2．协整与长期均衡的关系 3．经济变量的长期与短期变化模型 长期趋势模型： t t t x y εαα++=10 短期波动模型： t t t t ecm x y εγβ++?=?-10 三、误差修正模型的估计 建立ECM 的具体步骤为： 1．检验被解释变量y 与解释变量x （可以是多个变量）之间的协整性； 2．如果y 与x 存在协整关系，估计协整回归方程，计算残差序列e t ： t t t x y εβα++=0 t t t x y e 0??βα--= 3．将e t-1作为一个解释变量，估计误差修正模型： t t t t v e x y ++?=?-10γβ 说明： （1）第1步协整检验中，如果残差是确定趋势过程，可以在第2步的协整回归方程中加入趋势变量； （2）第2步可以估计动态自回归分布滞后模型： t i t i i t i t y x y εβαα∑∑+++=-- 此时，长期参数为： ∑∑-=)1(i i βαθ 协整回归方程和残差也相应取成：

当前我国宽松货币政策的实施效应分析

一、根据我国货币政策传导机制渠道来分析我国货币政策（金融政策）调控的重点。 答：多年来，西方经济学界一般认为现行的货币政策传导主要有货币渠道和信贷渠道两个途径，其中货币渠道主要包括利率渠道、资产价格渠道以及汇率渠道，而信贷渠道主要包括银行贷款渠道和资产负债表渠道。 （一）货币政策传导渠道 货币渠道传导有以下几个前提条件,首先金融市场是信息完全的,也就是说货币政策传导的各个参与方都将获得完全的信息;其次,金融资产只有货币和债券两种形式,银行贷款只是债券的一种,贷款和债券可以相互替代;再次,价格不需要做及时的调整来抵偿名义货币量的变化;最后,中央银行能够通过调整法定存款准备金直接影响名义货币量。 在这些前提条件下,货币渠道通过利率途径、汇率途径、非货币资产价格途径等进行传导。 1、利率途径 通过货币供给的变化来影响价格预期,从而影响通胀预期,再影响实际利率水平,进而影响总投资,最终导致经济增长的变化。凯恩斯的货币政策利率渠道传导机制描述为:货币供应量↑→利率↓→投资↑→支出↑→产出↑,货币供应量增加代表一种扩张性货币政策,在既定的流动性偏好(即货币需求函数)下,货币供应量的增加导致市场利率的下降,在既定的资本边际效率下,更低的利率刺激投资支出的增加,投资通过投资乘数效应导致产出增加。在凯恩斯的货币政策传导机制中,利率起至关重要的作用。凯恩斯认为,利率纯粹是一种货币现象。利率是人们放弃周转灵活性的报酬,而利率的高低则是由货币供给(货币数量)和货币需求两大因素共同决定的。凯恩斯模型中影响消费和投资的是真实利率而不是名义利率,因为真实利率比名义利率对开支影响更大,即使名义利率降低到零,货币扩张仍然可以通过提高预期价格水平,使通货膨胀预期上升,从而导致名义利率为零的条件下真实利率的下降来刺激开支,其传导过程可以描述为货币供应量↑→预期价格↑→预期通货膨胀率↑→利率↓→投资↑→产出↑。我国货币政策传导机制渠道 2、汇率途径 通过改变货币供给量,导致利率发生变化,进而改变汇率从而影响净出口,最终影响产出。当一国的货币供应量上升会导致国内利率下降,此时本币存款不如外币存款有吸引力,从而引起本币贬值,汇率(E)下跌,使得国内商品比国外商品在价格上更有竞争力,从而导致净出口(Nx)及经济产出的增加。汇率传导途径可以描述为:货币供应量↑→利率↓→汇率↓→净出口↑→产出↑。在汇率传导途径中由于我国的货币政策和汇率政策的矛盾冲突、货币政策“保持物价稳定和促进经济增长”的双重目标以及利率市场化程度过低,这些原因都大大的影响了汇率传导的有效性,使得汇率传导途径并未充分发挥出应有的作用。 3、非货币资产价格途径 以托宾q理论为代表的非货币资产价格途径是用于解释货币政策如何通过作用于股票价值来影响经济的理论。托宾定义的q是指企业的市场价值(一般是指它的股票价值)除以其资本的重置成本所得到的值,托宾q理论的传导途径可以描述为:货币供应量↑→利率↓→股票价格↑→托宾q↑→投资↑→产出↑,当货币供应量上升时,利率下降,股票价格上升,更高的股票价格导致更高的q,这样就会催生更高的投资支出,进而推动经济增长。托宾q将资本市场与实业经济联系起来,揭示了货币经由资本市场而作用于投资,该理论已成为政策研究与政策制定的重要工具。

我国的财政政策和货币政策的分析

我国的经济政策和货币政策的分析财政政策和货币政策是国民经济宏观调控的两大重要工具。 财政政策是通过税收和公共支出等手段来实现一定的经济、社会发展等宏观经济目标的长期和短期财政战略，是政府调控经济的重要手段。根据财政政策在调节国民经济总量方面的功能可将财政政策划分为扩张性政策、紧缩性政策和中性政策。货币政策是说一国的中央银行为实现既定的宏观经济目标，运用各种政策工具控制、调节和稳定货币供给量，进而影响宏观经济的措施总和。货币政策手段主要有：法定准备金、公开市场业务、再贴现率。 分析点一、主动适应经济发展新常态 新常态是这次会议的一大主题词。在分析明年经济形势时，会议强调，我国进入经济发展新常态，经济韧性好、潜力足、回旋空间大。会议同时指出，经济发展新常态下出现的一些趋势性变化使经济社会发展面临不少困难和挑战。 中国社科院财经战略研究院院长高培勇说：“新常态意味着当前中国经济发展态势变了，决策层对中国经济发展的思路也在调整，宏观经济目标将会呈现多元化趋势。” 明年经济工作，既有稳字当头的不变，也有着力点的变化。会议提出“两个坚持”，即坚持稳中求进工作总基调，坚持以提高经济发展质量和效益为中心。 稳中更有进。会议提出，把转方式调结构放到更加重要位置，狠抓改革攻坚，突出创新驱动，强化风险防控，加强民生保障。 分析点二、保持稳增长和调结构平衡 会议强调，要保持稳增长和调结构平衡。同时，保持宏观政策连续性和稳定性，继续实施积极的财政政策和稳健的货币政策。 “增长不稳，调结构就缺乏基本前提。”国家发展改革委学术委员会秘书长张燕生说，只有经济保持一定增速，就业和民生才有保障，大部分企业生产经营才能正常维持，才能避免发生系统性风险，推进转方式调结构和全面深化改革等中长期目标的实现。 国务院发展研究中心研究员张立群说，明年我国经济将呈现由弱转稳的趋势，出口、消费、投资均有望实现平稳增长，保持宏观政策稳定性将支持经济向新常态平稳过渡。 分析点三、增强战略性新兴产业、服务业 步入新常态下的中国经济，再靠以往大规模投资制造业和房地产业及外部需求，难以继续维持健康增长。 会议提出，逐步增强战略性新兴产业和服务业的支撑作用，着力推动传统产业向中高端迈进，促进大众创业、大众创新，积极发现培育新增长点。 “这是中国经济由高速到中高速过渡必然发生的增长动力切换，也是重要的战略部署。”中国国际经济交流中心咨询研究部副部长王军说。王军指出，下一步要通过相关政策和制度安排，进一步深化改革，加大简政放权力度，鼓励社会资金和民营资本参与投资，从金融、财税、科技、教育等多方面，为战略性新兴产业和服务业发展营造良好环境。 分析点四、加快转变农业发展方式 会议提出，加快转变农业发展方式，从主要追求产量增长和拼资源、拼消耗的粗放经营，向数量质量效益并重、注重提高竞争力、注重可持续的集约发展转变。

货币政策效果的影响因素范文

货币政策效果的影响因素 货币政策效果的影响因素 一、货币政策时滞 货币政策时滞是政策从制定到获得主要的或全部的效果所必须经历的一段时间，是影响货币政策效应的重要因素。分为内部时滞和外部时滞两个阶段。 内部时滞是指作为货币政策操作主体的中央银行从制定政策到采取行动所需要的时间。当经济形势发生变化，中央银行认识到应当调整政策到着手制定政策再到实施政策，每一步 都需要耗费一定的时间。内部时滞又可以细分为认识时滞和决策时滞两段。1.认识时滞。这是指从确有实行某种政策的需要，到货币当局认识到存在这种需要所需耗费的时间。这段时滞之所以存在，主要有两个原因：一是搜集各种信息资料需要耗费一定的时间，二是对各种复杂的社会经济现象进行综合性分析，作出客观的、符合实际的判断需要耗费一定的时间。2.决策时滞。这是指制定政策的时滞，即从认识到需要改变政策，到提出一种新的政策所需耗费的时间。中央银行一旦认识到客观经济过程需要实行某种政策，就要着手拟定政策实施方案，并按规定程序报批，然后才能公布、贯彻。这段时滞之所以存在，是因为中央银行根据经济形势研究对策、拟定方案，并对所提方案作可行性论证，最后审定批准，整个制定过程的每一个步骤都需要耗费一定的时间。这部分时滞的长短，取决于中央银行对作为决策依据的各种信息资料的占有程度和对经济、金融形势的分析、判断能力，体现着中央银行决策水平的高低和对金融调控能力的强弱。 外部时滞是指从中央银行采取行动到这一政策对经济过程发生作用所耗费的时间，这也是作为货币政策调控对象的金融部门及企业部门对中央银行实施货币政策的反应过程。当中央银行开始实施新政策后会有：金融部门对新政策的认识——金融部门对政策措施所作的反应——企业部门对金融形势变化的认识——企业部门的决策——新政策发生作用等过程，其中每一步都需要耗费一定的时间。外部时滞也可以细分为操作时滞和市场时滞两段。1.操作时滞。这是指从调整政策工具到其对中介指标发生作用所需耗费的时间。中央银行一旦调整政策工具的操作方向或力度，需通过操作变量的反应，传导到中介变量。这段时滞之所以存在，是因为在实施货币政策的过程中，无论使用何种政策工具，都要通过操作变量的变动来影响中介变量而产生效果。而政策是否能够生效，主要取决于商业银行及其他金融机构对中央银行政策的态度、对政策工具的反应能力以及金融市场对央行政策的敏感程度。2.市场时滞。这是指从中介变量发生反应到其对目标变量产生作用所需耗费的时间。货币政策要通过利息率的变动、经由投资的利率弹性产生效应；或者通过货币供应量的变动、经由消费的收入弹性产生效应。不仅企业部门对利率的变动、私人部门对货币收入的变动作出反应有一个滞后过程，而且投资或消费的实现也有一个滞后过程。各种政策工具对中介变量的作用力度大小不等，社会经济过程对中央银行的宏观金融调控措施的反应也是具有弹性的。因此，中介变量的变动是否最终能够对目标变量发生作用，还取决于调控对象的反应程度。 外部时滞的长短，主要取决于政策的操作力度和金融部门、企业部门对政策工具的弹性大小。外部时滞较为客观，它不像内部时滞那样可由中央银行掌握，是一个由社会经济结构与产业结构、金融部门和企业部门的行为等多种因素综合决定的复杂变量。因此，中央银行对这段时滞很难进行实质性的控制。二、货币流通速度的影响 货币流通速度是指单位货币在一定时期内的周转(或实现交换)次数。商品实现交换后，一般会退出流通，进入生产或生活消费；而货币作为实现商品交换的媒介手段，是处在流通中不断地为实现商品交换服务。在一定时间内，多种商品交换活动不断继起，同一单位货币就可以为多次商品交换服务，从而实现多次周转。货币流通速度的影响因素主要有经济和心理两个方面，其中经济因素是基本的，包括： ①居民的货币收入水平和支出结构变化的影响。一般情况下，收入水平既定，消费结构不会有大的变化。当收入水平有较大提高时，消费结构中用于高档消费品的部分会增加。在积储过程未实现购买力，居民持币率就呈上升趋势。这就会促成货币流通速度的减慢。

协整检验及误差修正模型实验指导

实验八 协整检验及误差修正模型实验指导 一、实验目的 理解经济时间序列之间的理论关系，并学会用统计方法验证他们之间的关系。学会验证时间序列存在的不平稳性，掌握ADF 检验平稳性的方法。认识不平稳的序列容易导致虚假回归问题，掌握为解决虚假回归问题引出的协整检验，协整的概念和具体的协整检验过程。协整描述了变量之间的长期关系，为了进一步研究变量之间的短期均衡是否存在，掌握误差纠正模型方法。 二、基本概念 设随机向量t X 中所含分量均为d 阶单整，记为t X I(d ):。如果存在一个非零向量β，使得随机向量()~t t Y X I d b =-β，0b >，则称随机向量t X 具有d ,b 阶协整关系，记为t X CI(d ,b ):，向量β被称为协整向量。特别地，t y 和t x 为随机变量，并且t y ，~(1)t x I ，当01()~I(0)t t t y x εββ=-+，即t y 和t x 的线性组合与I(0)变量有相同的统计性质，则称t y 和t x 是协整的，()01,ββ称为协整系数。更一般地，如果一些I(1)变量的线性组合是I(0)，那么我们就称这些变量是协整的。 三、实验内容及要求 1、实验内容 用Eviews5.1来分析1978年到2002年中国农村居民对数生活费支出序列{ln }t y 和对数人均纯收入{ln t x }序列之间的关系。内容包括： （1）对两个对数序列分别进行ADF 平稳性检验； （2）进行二者之间的协整关系检验； （3）若存在协整关系，建立误差纠正模型ECM 。 2、实验要求 （1）在认真理解本章内容的基础上，通过实验掌握ADF 检验平稳性的方法； （2）掌握具体的协整检验过程，以及误差纠正模型的建立方法； （3）能对宏观经济变量间的长期均衡关系进行分析。 四、实验指导 1、对两个数据序列分别进行平稳性检验： （1）做时序图看二者的平稳性 首先按前面介绍的方法导入数据，在workfile 中按住ctrl 选择要检验的二变量，击右键，选择open —as group ，此时他们可以作为一个数据组被打开。 点击“View ”―“graph ”—“line ”，对两个序列做时序图见图8-1，两个序列都呈上升趋势，显然不平稳，但二者有大致相同的增长和变化趋势，说明二者可能存在协整关系。但若要证实二者有协整关系，必须先看二者的单整阶数，如果都是一阶单整，则可能存在协整关系，若单整地阶数不相同，则需采取差分的方式，将他们变成一阶单整序列。 图8-1 ln t x 和ln t y 时序图

改革开放以来我国货币政策效应分析(同名14327)

改革开放以来我国货币政策效应分析(同名14327)

改革开放以来我国货币政策效应分析 在西方货币经济理论中, 货币政策是否有效取决于三个条件：第一, 货币是否能系统地影响产出；第二, 货币与产出之间是否存在稳定联系；第三,货币当局是否能够控制货币。货币与产出之间的联系主要是实证检验问题而货币当局对货币的控制能力常常取决于货币层次, 并且也能够从实证检验中得到大致判断。因此, 判断货币政策的有效性最终取决于对货币是否能够系统影响产出的分析。 目前我国学者对于货币政策有效性的研究, 有狭义和广义之分。狭义的货币政策有效性概念, 是按照西方货币理论的界定, 研究货币政策能否影响产出等真实经济变量, 而产出的波动必然引起短期经济增长率的变化。因此, 这种方法从另一个侧面也可以归结为货币政策对短期经济增长的影响广义的货币政策有效性概念, 是把宏观经济目标与货币政策的实施情况进行对比, 依此判断货币政策的效果, 这种思路一般要涉及货币政策的产出效应和价格效应以及货币政策在结构调整、促进就业等方面的广泛作用。本文主要按广义货币政策有效性的概念, 讨论货币政策和宏观经济目标的关系。 一、1984—1992年的货币政策实践及效应 1983年9月, 国务院决定中国人民银行行使中央银行职能, 其目的是分离银行系统的行政功能与经济功能, 通过货币政策, 加强宏观调控。1984—1992年货币政策的特点, 是在过松与过紧的货币供给之间剧烈波动。由于投资需求与消费需求的双膨胀, 使不同层次货币供给量大幅增加, 大量超经济增长发行的货币追逐较少的商品引起供需失衡, 导致通货膨胀。年和年的两次紧缩, 由于时间短, 力度不够, 没能很好地达到调节经济过热的目的。致使年通货膨胀率达到自改革开放以来第一个最高点, 迫使中央银行不得不加大调控力度, 采取双紧政策, 这就是后来的1989—1991年三年治理整顿时期。 二、1992—1997年货币政策效用分析 1992年.中国经济出现“泡沫”势头，引发一系列问题①投资与消费需求同时膨胀, 经济结构性矛盾突出；②通货膨胀率高达两位数；③货币供应量暴涨； ④金融秩序混乱, 乱集资、乱拆借、乱提利率、乱放贷款现象严重, 银行各付金骤降,支付困难；⑤乱搞开发区, 撂荒农田、耕地。 针对这种情况, 政府从治理整顿金融秩序入手, 深化金融体制改革, 综合运用货币政策工具,进行宏观经济调控。到1996年底, 实现了宏观经济的“软着陆”。这一时期的货币政策措施主要包括：①整顿金融秩序；②扩大资金供给, 保证重点建设资金；③灵活利用利率杠杆, 加强利率监管；④强化中央银行的宏观调控能力；⑤实施汇率并轨, 实现人民币经常项目下可兑换⑥银行政策性业务和经营性业务分离；⑦调整货币政策的中介目标, 开拓新的货币政策工具。

毕业论文中国货币政策分析

引言 货币政策是指政府或中央银行为影响经济活动所采取的措施，尤指控制货币供给以及 调控利率的各项措施。而我们中国，自1998年起就逐渐形成了具有中国特色的稳健的 货币政策。即以币值稳定为目标，正确处理防范金融风险与支持经济增长的关系，在 提高贷款质量的前提下，保持货币供应量适度增长，支持国民经济持续快速健康发展。坚持实行稳健的货币政策，是我国宏观经济形势及巩固和发展宏观调控成果的需要， 也是维护社会稳定发展的重要举措。 货币政策的形成并不是一蹴而就的，一国货币政策的出现往往与当时的社会大环境相 得益彰。稳健的货币政策是98年以后才渐渐稳定下来并付诸实施的，可见在当时的社 会经济环境为其形成提供了良好的条件。 一、稳健的货币政策形成的背景 （一）90年代初的房地产热，为稳健货币政策的实施创造了大的宏观环境。 90年代初的房地产和开发区热，使得部分中小金融机构的风险问题到了97、98年时 已相当突出。信用风险，流动性风险，利率风险，汇率风险，操作性风险等几大风险 交互错杂，又衍生出更多的子风险，而原有的货币政策已经不能与此时的经济环境相 得益彰。1995年颁布的中国人民银行法规定我国货币政策目标是:保持货币币值的稳定,并以此促进经济增长。而实质上,我国货币政策面临着来自中央政府的多目标约束: 物价稳定，促进就业，确保经济增长，支持国企改革，配合积极财政政策扩大内需， 确保外汇储备不减少，保持人民币汇率稳定。这一系列的约束，无疑让政策执行时的 效果大打折扣。因此,从这个意义上来说,我国货币政策借鉴发达国家的经验,坚持稳定 物价的单一目标,逐步弱化直至消除多目标约束成为当务之急。 （二）实际有效贷款需求不足，对稳健货币政策的建立提出了现实的要求。 尽管当时社会总需求不足的矛盾已经暴露，但是最突出的还是结构性问题，实际有效 贷款需求不足。具体地说，这些结构性问题包括七个方面: 1 1、二元经济结构继续强化，反差过大。改革开放以来，二元经济结构并不是在持 续转化，而是经常出现波动、迁回、反复甚至强化的趋势。在这种情况下，中国的贫 富差距越来越大。 2、区域差距继续扩大。改革开放之后，我国的区域差距一度缩小，然而在1978一 2005年间，东部、中部和西部的GDP占全国比重的平均值分别为56%、26%和18%。在

第5章 动态回归与误差修正模型(案例)汇总

例：（file: break2）东北、华北、华东、华中21省市1993和1998年耕地面积（land ,百万公顷）和农业产值（Y , 百亿元）数据见图（已取对数）。用圆圈表示的观测点为1993年数据，用三角表示的观测点为1998年数据。大体看各省市1998年耕地面积比1993年耕地面积略有减少，产值却都有增加。以1993和1998年数据为两个子样本，以42个数据为总样本，求得残差平方和见下表 -10 12 3 -2 -1 1 2 3 LOG(LAND) LOG(Y93)LOG(Y98) -10 1 2 3 -2 -1 1 2 3 LOG(LAND) LOG(Y93)LOG(Y98) 样本容量 残差平方和 相应自由度 回归系数 1 T = 42 SSE T = 14.26 T - k = 40 2 n 1= 21 SSE 1 = 4.37 n 1 - k = 19 α1 3 n 2= 21 SSE 2 = 3.76 n 2 - k = 19 β1 注：三次回归的模型形式Lnout t = β0 +β1 Lnland t + u t 。 因为， F = ) 2/()(/)]([2121k T SSE SSE k SSE SSE SSE T -++-= 38 /)76.337.4(2 /)]76.337.4(26.14[++-= 14.33 > F (1, 40) = 7.31

所以两个年度21省市的农业生产发生了很大变化。

案例1：开滦煤矿利润影响因素的实证分析（1903-1940，动态分布滞后模型，file:LH1） （发表在《学术论坛》，2003.1, p. 88-90） 1000 2000300040005000600005 10 15 20 25 30 35 40 销煤量 x1 图 1 开滦煤矿销煤量变化曲线（x 1, 1903-1940） 2 4681012141605 10 15 20 25 30 35 40 吨煤售价 X2 图2 开滦煤矿吨煤售价变化曲线（x 2, 1903-1940）

我国货币政策效应实证分析的VAR模型

我国货币政策效应实证分析的V AR 模型 为了研究货币供应量和利率的变动对经济波动的长期影响和短期影响及其贡献度，采用我国1995年1季度～2007年4季度的季度数据，并对变量进行了季节调整。设居民消费价格指数为CPI_90 (1990年1季度=1)、居民消费价格指数增长率为CPI 、实际GDP 的对数ln(GDP/CPI_90) 为ln(gdp)、实际M1的对数ln(M1/CPI_90) 为ln(m1) 和实际利率rr (一年期存款利率R-CPI ）。 利用V AR(p)模型对 ?ln(gdp)，?ln(m1) 和 rr ，3个变量之间的关系进行实证研究，其中实际GDP 和实际M1以对数差分的形式出现在模型中，而实际利率没有取对数。 一、建立V AR 模型 图1：V AR 模型建模窗口 ? ???? ??+?????? ? ???++?????? ????+????? ??=????? ????------t t t p t p t p t p t t t t t t gdp m rr gdp m rr c c c gdp m rr 3211111321)ln()1ln()ln()1ln()ln()1ln(εεεΦΦ

图2：V AR 模型回归结果 二、V AR 模型的Granger 因果关系检验 无论建立什么模型，都要对其进行识别和检验，以判别其是否符合模型最初的假定和经济意义。本文运用V AR 模型的Granger 因果关系检验。 选择View/Lag Structure/Pairwise Granger Causality Tests ，即可进行Granger 因果检验。 图3：Granger 因果关系检验结果 ????? ??+????? ????????? ? ?+????? ????????? ??+????? ??=????? ????------t t t t t t t t t t t t e e e gdp m rr gdp m rr gdp m rr 321222111)ln()1ln(0.034-0.0150.0040.002-0.124-0.00317.5511.2-0.387-)ln()1ln(0.495-0.004-0.005-0.404-0.1780.002- 4.0-1.51 -1.320.0390.040.17)ln()1ln(

应用文-对我国货币政策传导机制的分析

对我国货币政策传导机制的分析 '2001年我国加入ＷＴＯ，金融业进入了一个新的历史阶段。在开放的五年中，我国顺应国际 大潮流，采取一系列措施推进金融体制的改革。国有银行的改制上市初见成效，银行从分业到混业经营的趋势逐步加强，人民银行的货币政策与银行监管职能分离，一行三会的金融 体制正式形成，而十届全国人大常委会第六次会议审议通过了《银行业监督管理法》、《中国人民银行法修正草案》和《商业银行法修正案草案》，更成为中国金融法制建设的又一座里程碑。2006年12月11日，我国金融市场全方位开放，在庞大的国际金融资本的强大压力下，我国金融机构真正 到竞争的激烈程度。央行的货币政策对我国经济体制和金融体系顺利而稳妥地融入国际经济大家庭发挥着重要作用。因此，如何完善货币政策传导机制，提高货币政策的有效性成为迫切需要解决的问题。 一、货币政策传导的基本原理 所谓货币政策的传导机制，是指中央银行通过对货币政策工具的运用引起中介目标的变动，从而实现中央银行货币政策的最终目标的过程。西方学者形象地将它比喻为“黑箱”：货币政策操作→？→宏观经济变动。对“黑箱”观察的角度不同就有不同的观点。Mishkin根据这些观点，货币政策的传导机制通过投资支出、消费支出、国际贸易起作用。本文以第一类的作用机制为理论基础进行分析，主要有以下观点：其一是利率渠道（Interest Rate Channel），其二是非货币资产价格渠道（Other Asset Price Channels），其三是信用渠道（Credit Channels）。以下分别说明它们的传导机理。 （一）利率渠道。这是传统的凯恩斯学派观点(Keynesian View)，即由于利率的变动而对投资产生相应的影响。凯恩斯学派认为，利率渠道的作用机制集中体现在ＩＳ－ＬＭ模型中：货币供应（Ｍ）影响利率（ｉ），利率通过资本成本效应影响投资支出（Ｉ），投资支出对总产出或总支出产生（Ｅ）影响。即：货币政策操作→Ｍ↑→ｒ（市场利率）↓→Ｉ↑→Ｅ↑→Ｙ（收入）↑。 （二）非货币资产价格渠道。该渠道是对利率渠道的一种扩展。托宾ｑ理论、财富效应以及汇率渠道等都可以归为非货币资产价格渠道。 1．托宾ｑ理论。该理论由经济学家詹姆斯·托宾提出，即货币政策通过对普通股价格的影响而影响投资支出。他把ｑ定义为企业的市场价值除以资本的重置成本。如果ｑ＞1，则企业的市场价值高于资本的重置成本。此时，对企业而言，新厂房和生产设备比较便宜，它们能通过发行少量股票而进行大量投资。用这种机理来解释货币政策的传导（紧缩时）可得到：Ｍ↓→ｉ↑→ＰＳ↓→ｑ＜1→Ｉ↓→Ｙ↓（其中ＰＳ为股票价格）。 2．财富效应。佛朗哥·莫迪格利亚利用他著名的消费生命周期理论假设对这类传导最早进行了研究。他认为，消费者的支出取决于其毕生资财；金融财富是毕生资财的一个重要组成部分。所以货币紧缩时，就有：Ｍ↓→ＰＳ↓→金融财富↓→毕生资财↓→消费↓→Ｙ↓。 3．汇率渠道。该渠道描述的是国际收支理论的一种标准模式，货币紧缩时，Ｍ下降导致国内利率ｉ上升，本币的需求增加，本币升值，净出口下降，产出Ｙ下降。 从以上对利率渠道与非货币资产价格渠道的分析，可以看出它们的作用机理都是考察货币供给变化如何引起利率变化，再通过资金需求者的投资和消费行为来影响实体经济，因此，被统称为货币渠道或“货币观”（Money View）。

ECM误差修正模型

协整与误差修正模型 在处理时间序列数据时，我们还得考虑序列的平稳性。如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么该序列就是非平稳的。对于非平稳的数据，采用传统的估计方法，可能会导致错误的推断，即伪回归。若非平稳序列经过一阶差分变为平稳序列，那么该序列就为一阶单整序列。对一组非平稳但具有同阶的序列而言，若它们的线性组合为平稳序列，则称该组合序列具有协整关系。对具有协整关系的序列，我们算出误差修正项，并将误差修正项的滞后一期看做一个解释变量，连同其他反映短期波动关系的变量一起。建立误差修正模型。 建立误差修正模型的步骤如下：首先，对单个序列进行单根检验，进行单根检验有两种：ADF （Augument Dickey-Fuller ）和DF(Dickey-Fuller)检验法。若序列都是同阶单整，我们就可以对其进行协整分析。在此我们只介绍单个方程的检验方法。对于多向量的检验参见Johensen 协整检验。我们可以先求出误差项，再建立误差修正模型，也可以先求出向量误差修正模型，然后算出误差修正项。补充一点的是，误差修正模型反映的是变量短期的相互关系，而误差修正项反映出变量长期的关系。下面我们给出案例分析。 案例分析 在此，我们考虑从1978年到2002年城镇居民的人均可支配收入income 与人均消费水平consume 的关系，数据来自于《中国统计年鉴》，如表8.1所示。根据相对收入假设理论，在一定时期，人们的当期的消费水平不仅与当期的可支配收入、而且受前期的消费水平的影响，具有一定的消费惯性，这就是消费的棘轮效应。从这个理论出发，我们可以建立如下（8.1）式的模型。同时根据生命周期假设理论，消费者的消费不仅与当期收入有关，同时也受过去各项的收入以及对将来预期收入的限制和影响。从我们下面的数据分析中，我们可以把相对收入假设理论与生命周期假设理论联系起来，推出如下的结果：当期的消费水平不仅与当期的可支配收入有关，而且还与前期的可支配收入、前两期的消费水平有关。在此先对人均可支配收入和人均消费水平取对数，同时给出如下的模型 t t t lincome lconsume lconsume 2110?+?+?=- t=1,2,…,n （8.1） 如果当期的人均消费水平与当期的人均可支配收入及前期的人均消费水平均为一阶单整序列，而它们的线性组合为平稳序列，那么我们可以求出误差修正序列，并建立误差修正模型，如下： t ecm lconsume lincome lconsume t t t t 4131210βββββ++?+?+=?-- t=1,2,…,n (8.2) t ecm = 12110--?-?-?-t t t lincome lconsume lconsume t=1,2,…,n (8.3) 从（8.2）式我们可以推出如下的方程： t lincome lincome lconsume lconsume lconsume t t t t t 4030123222131131)()()1(ββββββββββ+?-+?--+?--++=---（8.4） 在（8.2）中lconsume ?、 lincome ?分别为变量对数滞后一期的值，)1(-ecm 为误差修正项，如（8.3）式所示。（8.2）式为含有常数项和趋势项的形式，我们省略了只含趋

stata-误差修正模型讲解

误差修正模型： 如果用两个变量，人均消费y 和人均收入x （从格林的数据获得）来研究误差修正模型。 令z=（y x ）’，则模型为： t t k i i t t z p z A z επ+?++=?-=-∑11 10 其中，'αβπ= 如果令1=k ，即滞后项为1，则模型为 t t t t z p z A z επ+?++=?--1110 实际上为两个方程的估计： t t t t t y t x p y p x b y b a y 1112111112111ε+?+?+++=?---- t t t t t x t x p y p x b y b a x 2122121122121ε+?+?+++=?---- 用ols 命令做出的结果： gen t=_n tsset t time variable: t, 1 to 204 gen ly=L.y (1 missing value generated) gen lx=L.x (1 missing value generated) reg D.y ly lx D.ly D.lx Source | SS df MS Number of obs = 202 -------------+------------------------------ F( 4, 197) = 21.07 Model | 37251.2525 4 9312.81313 Prob > F = 0.0000 Residual | 87073.3154 197 441.996525 R-squared = 0.2996 -------------+------------------------------ Adj R-squared = 0.2854 Total | 124324.568 201 618.530189 Root MSE = 21.024 ------------------------------------------------------------------------------ D.y | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- ly | .0417242 .0187553 2.22 0.027 .0047371 .0787112 lx | -.0318574 .0171217 -1.86 0.064 -.0656228 .001908 ly | D1. | .1093189 .082368 1.33 0.186 -.0531173 .2717552 lx | D1. | .0792758 .0566966 1.40 0.164 -.0325344 .1910861 _cons | 2.533504 3.757158 0.67 0.501 -4.875909 9.942916 这是t t t t t y t x p y p x b y b a y 1112111112111ε+?+?+++=?----的回归结果，其中y a =2.5335，