我国货币供给函数的协整与误差校正模型.docVIP

文章编号 : 100523026 (2006) 0320324204 我国货币供给函数的协整与误差校正模型 曾 华 , 赵 爽 , 李 凯 ( 东北大学 工商管理学院 , 辽宁 沈阳 110004) 摘 要 : 传统的线性回归建模常假定时间序列是平稳的 ,以保证普通最小二乘法得到的估计 量一致·而多数经济时间序列却是非平稳的 ,对其做线性回归可能产生所谓的“伪回归”·在协整理 论基础上 ,借助统计和整理的经济数据 ,运用计量经济学的 Eviews 统计软件对我国货币供给进行 实证分析 ,建立了误差校正模型·对误差校正模型残差的自相关性 、异方差性进行检验 ,结果表明 该模型在我国货币供给中是有效的 ,克服了“伪回归”现象 ,且具有很好的经济解释意义· 关 键 词 : 货币供给函数 ;协整 ;误差校正模型 ;最小二乘回归 ;单位根检验 中图分类号 : F 822 文献标识码 : A 其中 ,εt 为随机扰动项·方程中加入 k 个滞后项 是为了使残差为白噪声[ 3 ] · 该检验可以在 EView s 软件中各个自变量序 列窗口下 View 菜单 U nit Root Test 选项完成· (3) 协整检验 常用的 协 整 检 验 方 法 有 Jo hansen 检 验 法4 美 国 经 济 学 家 Engle 和 英 国 经 济 学 家 Granger 提出的协整理论1 把时间序列分析中短 期动态模型与长期均衡模型优点结合起来 ,既可 以解决传统计量经济模型忽视“伪回归”的问题 , 又可以克服差分模型忽视水平变量信息的不足 , 在非平稳时间序列的建模实践中解决了很多实际 问题2 · 和 Engle2Granger 两步检验法 由于经济理论给出 · 的变量间关系式通常是惟一的 ,而 E G 两步法简 单实用 ,故本文选用此法作为协整检验方法· (4) 误差校正模型 误差 校 正 模 型 最 早 由 Sargan 提 出 , 以 后 由 本文在协整理论的基础上 ,以 Eview s 统计软 件为手段 ,以 1990 至 2004 年内经济数据为样本 , 通过我国货币供给的实例 ,论证了协整和误差校 正模型的有效性· 5 6 Hendry 和 Anderso n ,Davidso n 等进行了推广 和应用·误差校正方程的一般形式为 1 协整与误差校正模型 (1) 最小二乘回归分析 (简称 OL S) OL S 是传统的线性回归方法 ,它要求时间序 k k 0 n j 6 αiΔy t - i + 6 6 βj , iΔ x j , t - i + Δy t = i = 1 j = 1 j = 1 列必须满足以下的假设条件 : 同方差性 - 残差具 有不变方差 ;非自相关性 - 残差之间相互独立 ;非 多重共线性 - 自变量之间不相关· (2) 单位根检验 一个非平稳时间序列 X t 通过 d 次差分后变 成稳定的 , 而差分 d - 1 次并不具有这种性质 , 则 称此时间序列具有 d 阶整形 , 记为 X t ～ I ( d ) ·稳 定的序列 X t 具有 0 阶整形 , 记为 X t ～ I ( 0) ·其模 型表达式为 k δec m + ω t - 1 t · 滞后阶数 k 0 , k j 的选择使残差ωt 成为白噪声· ec m t - 1为误差校正方程中的误差校正项 , 它 利用上一年的预测值对实际值的偏差来修正当年 值·变量的一阶差分项反应货币供给短期波动的 影响 ; ec m t - 1 反应长期均衡趋势 ;δ为误差校正速 度 , 它反映误差校正的快慢· 变量的说明和数据的选取 2 Δ x t = α + βt + φx t - 1 + 6 λΔ x t - i + εt · ( 1) 广义货币供给 M 令 m 为广义货币 , 2 2 i = 1 收稿日期 : 2005205213 基金项目 : 国家自然科学基金资助项目 ( · M 2 为被零售物价折实后得到的实际余额·m 2 = M 2 / P·其中 , P 为零售物价指数· ( 2) 基础货币 m b 基础货币是货币当局的 净货币负债 , 是货币当局所直接控制的变 量[ 7 ] · 本文采用的基础货币是从中国人民银行资产负债 表储备货币栏中得到的数据· ( 3) 现金存款比率 k 本文将中国人民银行 公布的银行概览表中的定期存款和其他存款栏合 并为定期存款 , 货币存量为活期存款和定期存款 之和· k = m 0 / ( d d + d t ) · 其中 , m 0 为流通中现金 , d d 为活期存