【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 olynomial Distributed Lags）模型的估計(jì)，括號(hào)中的3表示X的分布滯后長(zhǎng)度，2表示多項(xiàng)式的階數(shù)。在Estimation Settings欄中選擇Least Squares(最小二乘法)，點(diǎn)擊OK，屏幕將顯示回歸分析結(jié)果（）。 需要指出的是，用“PDL”估計(jì)分布滯后模型時(shí)，Eviews所采用的滯后系數(shù)多項(xiàng)式變換不是形如（）式的阿爾蒙多項(xiàng)式，而是阿爾蒙多項(xiàng)式的派生形式。因此，輸出結(jié)果中PDL0PDL0PDL03對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)不是阿爾蒙多項(xiàng)式系數(shù)的估計(jì)。但同前面分步計(jì)算的結(jié)果相比，最終的分布滯后估計(jì)系數(shù)式是相同的?！尽? 貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，產(chǎn)生通貨膨脹的必要條件是貨幣的超量供應(yīng)。物價(jià)變動(dòng)與貨幣供應(yīng)量的變化有著較為密切的聯(lián)系，但是二者之間的關(guān)系不是瞬時(shí)的，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響存在一定時(shí)滯。有研究表明，西方國(guó)家的通貨膨脹時(shí)滯大約為2—3個(gè)季度。在中國(guó)，大家普遍認(rèn)同貨幣供給的變化對(duì)物價(jià)具有滯后影響，但滯后期究竟有多長(zhǎng)，還存在不同的認(rèn)識(shí)。下面采集1996－2005年全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)（）對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行研究。 1996－2005年全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量及物價(jià)指數(shù)月度數(shù)據(jù)月度廣義貨幣M2 (千億元）廣義貨幣增長(zhǎng)量M2z（千億元）居民消費(fèi)價(jià)格同比指數(shù)tbzs 月度廣義貨幣M2 (千億元）廣義貨幣增長(zhǎng)量M2z（千億元）居民消費(fèi)價(jià)格同比指數(shù)tbzs Jan96Oct00100Feb96Nov00Mar96Dec00Apr96Jan01May96Feb01100Jun96Mar01Jul96Apr01Aug96May01Sep96Jun01Oct96107Jul01Nov96Aug01101Dec96107Sep01Jan97Oct01Feb97Nov01Mar97104Dec01Apr97Jan0299May97Feb02100Jun97Mar02Jul97Apr02Aug97May02Sep97Jun02Oct97Jul02Nov97Aug02Dec97Sep02Jan98Oct02Feb98Nov02Mar98Dec02Apr98Jan03May9899Feb03Jun98Mar03Jul98Apr03101Aug98May03Sep98Jun03Oct98Jul03Nov98Aug03Dec9899Sep03Jan99Oct03Feb99Nov03103Mar99Dec03Apr99Jan04May99Feb04Jun99Mar04103Jul99Apr04Aug99May04Sep99Jun04105Oct99Jul04Nov99Aug04Dec9999Sep04Jan00Oct04Feb00Nov04Mar00Dec04Apr00Jan05May00Feb05Jun00Mar05Jul00Apr05Aug00May05Sep00100數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。為了考察貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響，我們用廣義貨幣M2的月增長(zhǎng)量M2Z作為解釋變量，以居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù)TBZS為被解釋變量進(jìn)行研究。首先估計(jì)如下回歸模型得如下回歸結(jié)果（）。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 17:10Sample(adjusted): 1996:02 2005:05Included observations: 112 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CM2ZRsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)從回歸結(jié)果來(lái)看，M2Z的t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)當(dāng)期物價(jià)水平的影響在統(tǒng)計(jì)意義上不明顯。為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價(jià)的滯后性，我們做滯后6個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)，在Eviews工作文檔的方程設(shè)定窗口中，輸入TBZS C M2Z M2Z(1) M2Z(2) M2Z(3) M2Z(4) M2Z(5) M2Z(6)。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 17:09Sample(adjusted): 1996:08 2005:05Included observations: 106 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CM2ZM2Z(1)M2Z(2)M2Z(3)M2Z(4)案例分析7改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入快速增長(zhǎng)，同時(shí)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄存款也迅速增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一種觀點(diǎn)認(rèn)為，20世紀(jì)90年代以后由于經(jīng)濟(jì)體制、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障體制的變化，使居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)生了明顯改變。為了考察改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄存款與收入的關(guān)系是否已發(fā)生變化，以城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額代表居民儲(chǔ)蓄（Y），以國(guó)民總收入GNI代表城鄉(xiāng)居民收入，分析居民收入對(duì)儲(chǔ)蓄存款影響的數(shù)量關(guān)系。 國(guó)民總收入與居民儲(chǔ)蓄存款 單位：億元年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額（Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額 （Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）1978 NA1991 1979 1992 1980 1993 1981 1994 1982 1995 1983 1996 1984 1997 1985 1998 1986 1999 1987 2000 1988 2001 1989 2002 1990 2003 數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社。表中“城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年增加額”為年鑒數(shù)值，與用年底余額計(jì)算的數(shù)值有差異。為了研究1978—2003年期間城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變化,考證城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況，如下圖所示：，尚無(wú)法得到居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲(chǔ)蓄的增量（YY），并作時(shí)序圖（） 從居民儲(chǔ)蓄增量圖可以看出，城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄行為表現(xiàn)出了明顯的階段特征：在1996年和2000年有兩個(gè)明顯的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。再?gòu)某青l(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與國(guó)民總收入之間關(guān)系的散布圖看（），也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。 為了分析居民儲(chǔ)蓄行為在1996年前后和2000年前后三個(gè)階段的數(shù)量關(guān)系，引入虛擬變量D1和D2。D1和D2的選擇，是以1992000年兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)作為依據(jù)，,并設(shè)定了如下以加法和乘法兩種方式同時(shí)引入虛擬變量的的模型： 其中： 對(duì)上式進(jìn)行回歸后，有：Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 06/16/05 Time: 23:27Sample (adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjustmentsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CGNI()*DUM1()*DUM2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared resid5290359.Schwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)即有： se=（）（） （） （） t = (） （） () () 由于各個(gè)系數(shù)的t檢驗(yàn)均大于2，表明各解釋變量的系數(shù)顯著地不等于0，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年增加額的回歸模型分別為： 這表明三個(gè)時(shí)期居民儲(chǔ)蓄增加額的回歸方程在統(tǒng)計(jì)意義上確實(shí)是不相同的。1996年以前收入每增加1億元，；在2000年以后，已發(fā)生了很大變化。上述模型與城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款與國(guó)民總收入之間的散布圖是吻合的，與當(dāng)時(shí)中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況也是相符的。需要指出的是，在上述建模過(guò)程中，主要是從教學(xué)的目的出發(fā)運(yùn)用虛擬變量法則，沒(méi)有考慮通貨膨脹因素。而在實(shí)證分析中，儲(chǔ)蓄函數(shù)還應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹因素。案例分析8以引子中所提出的問(wèn)題為例，分析影響中國(guó)進(jìn)口