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基于货币政策与财政政策对经济增长的效应分析

摘要在本文中,通过利用向量自回归模型来对货币政策、财政政策、税收与我国经济增长的相互关系进深入的实证检验,以此来充分的对货币政策与财政政策对经济增长的效应进行深入的了解与分析,以此提供参考。

 

关键词向量自回归模型;货币政策;财政政策;经济增长

引言

改革开放以来,伴随着我国经济的突飞猛涨,我国人民币升值压力以及居民消费乏力的状况不断的加大,我国面临着严峻的结构失衡矛盾严重的阻碍了我国的出口贸易以及外部需求增长因此,对财政政策和货币政策协调配合下的宏观经济效应进行深入的研究与分析,对促进我国居民消费,确保我国经济的健康、快速、持续平稳的发展有着极为重要的推动作用。

1. 变量选取与模型设定

1.1 变量选取和数据说明

政策的度量指标是选取了广义货币供应量(M2通过运用“乘数效应”来对财政支出经济产生影响进行研究分析。[3]为了可以更好的确保指标选取的合理性与完整性,本研究还在VAR系统中引入了居民消费(CON税收(TAX以及财政支出(GOV)这三个变量来进行衡量于分析。在本研究中,样本的区间为20066月到20167月,为了可以更好的反应出时间序列数据的动态变化本研究中的各变量均为月度数据针对于财政支出、居民消费的信息数据的来源,都是通过相关各期间的国家统计局网站以及相关杂志、报纸中得出,在中国人民银行网站进行了货币供应量数据提取。通过将相应名义变量经定基CPI(调整为以 2006 6 月为基期)折实以后得出各实际变量以此来消去通货膨胀因素对实证分析带来的不利影响国内居民消费、生产总值、财政支出三个变量进行分析研究发现,三个变量具有明显的季节趋势,通过对季节进行调整后,降低了季节趋势的变化。正在本文中所研究的数据,均将物价水平变化的影响进行了消除,并经过相应计算调整。

1.2 模型设定

通过建立VAR模型变量之间的相互关系进行深入的分析,以此来更好的对中国财政政策和货币政策的经济增长效应进行研究,其VAR(n)模型为:

                                     1

其中,欲估计的参数矩阵A0A1A2Ap来表示,Ytm维内生变量向量,内生变量 Ytp阶的滞后期,随机误差项Ut来表示,Ut不能与自身的滞后值和模型右边的变量相关。一般情况下,VAR模型的阶数根据 AIC SC 信息量取值最小的准则来确定的。通常情况下,是将VAR系统中 Ytp阶变量整合为一个 5 乘以 1维向量,即:

    2

通过将1)式进行差分变换来更好的运用 Johansen进行协整关系检验,得出:

 

 

其中,

 

Johansen协整关系检验下,迹统计量用来检验变量间的协整关系,相应的检验统计量为:

 

 

其中,r是协整向量的个数,λi是来自 Π 矩阵第i个特征值的估计量,n为样本容量

2.实证检验及回归结果

2.1 平稳性检验

在本研究中,各序列变量的水平值一阶差分值通过采用了EViews6.0 软件来进行ADF 单位根检验以此来降低“伪回归”的发生,其结果详见表1.

1 变量的ADF检验结果

变量

ADF检验值

平稳性判别

1n GDP

-2.404

不平稳

1n GDP

-8.890

平稳

1n M2

1.238

不平稳

1n M2

-3.460

平稳

1n GOV

-1.897

不平稳

1n GOV

-4.865

平稳

1n TAX

-2.458

不平稳

1n TAX

-3.696

平稳

1n CON

-3.719

不平稳

1n CON

-9.431

平稳

1n INV

1.656

不平稳

1n INV

-2.496

平稳

 

经过单位根ADF检验通过表1检验结果我们得出:全社会固定资产投资(INV财政支出(GOV)、国内生产总值(GDP)、居民消费(CON广义货币供应量(M2以及税收(TAX)均在5%的显著性水平下为1阶单整。[2]

2.2 协整检验

一般而言,各个变量之间的长期关系和趋势可以通过协整关系式来进行说明,由于原序列是二阶单整的在本研究中,协整检验研究两变量的增量之间的关系时,我们只能通过对原序列的一阶差分进行检验,其具体结果详见表2.

2 变量之间的协整检验结果

变量

原假设H

特征值

迹检验统计量

5%临界值

最大特征值统计量

5%临界值

Y1

最多一个

0.619

0.252

30.824

6.809

25. 363

13.528

22.979

6.809

20.146

12.335

Y2

最多一个

0.647

0.108

31.276

5.628

24.826

13.530

26.354

5.684

20.170

12.597

Y3

最多一个

0.535

0.284

28.317

8.149

26.852

12.368

19.269

8.079

20.352

12.538

Y4

最多一个

0.589

0.241

19.832

4.824

17.813

8.520

16.378

6.819

18.385

12.547

Y5

最多一个

0.630

0.169

20.924

4.612

15.881

11.520

16.363

6.632

17.313

9.545

Y6

最多一个

0.412

0.119

17.356

8.150

15.821

13.510

16.204

7.094

13.323

9.523

在本研究中,被解释量以国内生产总值为准,而针对于其他影响因素来讲,可以将其设为解释变量的长期协整方程,其详细的协整检验结果见表3

3 各变量Johansen协整检验结果

原假设的协整向量的数目

特征值

迹统计量

5%显著水平临界值

P

0

0.998

449.747

91.865

0.0001

至多1

0.969

313.691

70.123

0.0001

至多2

0.959

219.634

47.962

0.0000

至多3

0.920

139.284

32.812

0.0001

至多4

0.701

72.724

17.501

0.0000

 

 

 

 

 

通过协整检验在表3的检验结果中得出:变量之间不存在协整关系的假设全社会固定资产投资(INV财政支出(GOV)、国内生产总值(GDP)、居民消费(CON广义货币供应量(M2以及税收(TAX)在 5%的显著性水平下存在唯一的协整关系。[1]

2.4 因果关系检验

通过采用 Granger 因果关系检验来对全社会固定资产投资(INV居民消费(CON模型的税收(TAX)这三个相关变量进行检验,其详细的检验结果见表4.

4 Granger因果关系检验

变量

零假设

滞后期

F统计量

P

DLNGDP

DLNTAX

DLNTAX不是DLNGDPGranger原因

DLNGDP不是DLNTAXGranger原因

2

6.514

0.481

0.034

0.413

DLNGDP

DLNCON

DLNCON不是DLNGDPGranger原因

DLNGDP不是DLNCONGranger原因

1

1.293

4.728

0.271

0.039

DLNGDP

DLNINV

DLNINV不是DLNGDPGranger原因

DLNGDP不是DLNINVGranger原因

1

8.018

1.189

0.008

0.285

通过结合Granger 因果关系检验协整分析结果我们可以得出:我国税收收入与GDP之间只是存在着单向的因果关系从而在一定程度上造成了我国税收收入的增减由此说明我国当前的税收制度依然存在着不健全的地方,一些种类繁多的收费项目挤压着税收收入从而导致了税收收入和经济增长的相关性减弱。通过对VAR 系统的协整进行充分的探析,我们可以发现,在我国的经济增长中,固定资产投资起到了正向作用也是 GDP 的格兰杰原因但是GDP变化却不是固定资产投资变化的格兰杰原因固定资产投资对经济波动的反映程度较弱.[3]

2.5 面板回归结果及分析

在本研究中,为了可以更好的对东、中、西部各地区财政政策经济增长效应的差异性进行有效的对比,我们通过以财政收入与支出以及国内生产总值作为本次研究的样本,通过采用面板数据来对其进行深入的研究与分析,其模型的回归结果详见表5

5 变截距固定效应模型的回归结果

变量

东部

中部

西部

 

系数

t-统计值

系数

t-统计值

系数

t-统计值

CON

4.113

57.26

4.189

63.86

1.363

51.43

GDP

0.289

4.97

0.187

3.17

0.154

4.79

GOV

-0.449

6.58

-0.568

8.13

-0.08

13.80

R2

0.9997

0.9889

0.9999

通过研究估计结果表明,我国的区域 GDP 的增长东、中、西部地区财政支出的影响较大,均有明显的促进作用[5]结果显示东部地区的经济发展基础优于中西部地区,我国对东部地区的财政支出也较多,由此可能导致企业多发性向东部聚集投资,造成产业集聚发展下去,可能造成规模经济效应而西部地区由于种种因素的制约了其的财政支出经济增长效应[4]由于区域 GDP 的增长效应也受到东、中、西部地区财政收入的较大影响。从结果中表明,由于中部地区是东、西部的连接区域,并在区域经济发展中具有重要的战略意义因此中部地区的发展潜力巨大,需要国家财政政策的支持财政收入的经济增长效应由大到小依次为中部、东部、西部。[3]

3.结论

综上所述,通过以上的研究结果表明,针对于财政政策而言,其主要是侧重于解释经济周期的中期波动针对于货币政策而言,其主要是侧重于短期经济周期波动的分析。[2]由此说明,通过对财政支出进行合理的控制,可以起到降低经济波动幅度的作用,适时调整财政政策确保资本投入适度增长以及财政支出货币供应量的增加,以此来实现居民消费的有效提升,确保我国经济的持续、平稳、快速的增长。

 

参考文献

[1]王华. 财政政策与货币政策对区域经济增长的协同效应研究——以广西为例[J]. 西南金融,2016,(10):47-54.

[2]孔晓桐. 我国财政货币政策对经济增长稳定性的效应研究[D].西南大学,2016.

[3]马理,巫慧玲,张卓. 货币政策与财政政策的区域效应研究——基于中国31个省级面板数据的PVAR模型分析[J]. 财经理论与实践,2013,(06):14-20.

[4]王宇. 金融危机背景下中国积极财政政策的效应分析[D].辽宁大学,2012.

[5]张龙. 我国财政政策与货币政策及其配合效应分析[D].西北大学,2010.

 

论文发表 | 论文范文 | 0 | 2017/9/4 22:22:06 | 闫露露
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