【正文】 DP是否導(dǎo)致 M的原因，可重復(fù)上步驟。 RRSSURRSS0 :0iH ? ??( ) // ( )R U RURR S S R S S mFR S S n k???64 格蘭杰檢驗(yàn)的注意事項(xiàng) ； 一個(gè)重要的應(yīng)用性問題，即因果關(guān)系的變化可能 嚴(yán)格依賴于所含的滯后期的個(gè)數(shù)； 關(guān)聯(lián)的； ，所以不必明 顯地給出模型的估計(jì)系數(shù)。 65 第七節(jié) 案例分析 【 案例 】 為了研究 1955—1974年期間美國制造業(yè)庫存量 和銷售額 的關(guān)系，我們?cè)诶?。下面用阿爾蒙法估計(jì)如下有限分布滯后模型： 將系數(shù)用二次多項(xiàng)式近似，即 0 1 1 2 2 3 3t t t t t tY= α + β X+ β X+ β X+ β X + u00β = α1 0 1 2β = α + α + α2 0 1 2= + 2 + 4β α α α3 0 1 2= + 3 + 9β α α αY X66 則原模型可變?yōu)? 其中 估計(jì)如下回歸方程形式 0 0 1 1 2 2t t t t tY Z Z Z u? ? ? ?? ? ? ? ?0 1 2 31 1 2 32 1 2 32349t t t t tt t t tt t t tZ X X X XZ X X XZ X X X? ? ?? ? ?? ? ?? ? ? ?? ? ?? ? ?0 0 1 1 2 2t t t t tY Z Z Z u? ? ? ?? ? ? ? ?67 回歸結(jié)果見表 表 68 表中 對(duì)應(yīng)的系數(shù)分別為 的估計(jì)值 。將它們代入分布滯后系數(shù)的阿爾蒙多項(xiàng)式中，可計(jì)算出 的估計(jì)值，分布滯后模型的最終估計(jì)式為： 1 2 3,z z , z 0 1 2? ? ?、 、0 1 2? ? ?? ? ?、 、0 1 2 3? ? ? ?? ? ? ?、 、 、1236 . 4 1 9 6 0 1 0 . 6 3 0 2 8 1 1 . 1 5 6 8 60 . 7 6 1 7 8 0 . 5 5 4 9 5t t tttY X XXX???? ? ? ?? +69 在實(shí)際應(yīng)用中， EViews提供了多項(xiàng)式分布滯后指令 “ PDL”用于估計(jì)分布滯后模型。在EViews中輸入 和 的數(shù)據(jù)，進(jìn)入 Equation Specification 對(duì)話欄，鍵入方程形式： P DL ( , 3 , 2)Y C XY X70 其中， “ PDL指令 ” 表示進(jìn)行阿爾蒙多項(xiàng)式分布滯后模型的估計(jì)，括號(hào)中的 3表示 的分布滯后長度， 2表示阿爾蒙多項(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（見表 ）。 X71 表 72 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 、 、 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。 0 1 2? ? ?、 、0 1 2 3? ? ? ?? ? ? ?、 、 、PD L01 P D L 02 P D L 0373 【 案例 】 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。在中國，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，還存在不同的認(rèn)識(shí)。下面采集 1996－2021年全國廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)（見教材表 ）對(duì)這一問題進(jìn)行研究。 74 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的月增長量 作為解釋變量，以居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù) 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（表 ）。 0T B Z S M 2 Zt t tu??? ? ?M2ZTBZS75 表 76 從回歸結(jié)果來看， 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)，結(jié)果見表 。 M2Z77 表 78 從回歸結(jié)果來看， 各滯后期的系數(shù)逐步增加，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)水平的影響要經(jīng)過一段時(shí)間才能逐步顯現(xiàn)。但各滯后期的系數(shù)的 t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長。為此，我們做滯后 12個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)，結(jié)果見表 。 M2Z79 表 80 表 ，從 到 , 回歸系數(shù)都不顯著異于零，而 的回歸系數(shù) t統(tǒng)計(jì)量值為 ，在 5％顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)。這一結(jié)果表明，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響在經(jīng)過 12個(gè)月（即一年）后明顯地顯現(xiàn)出來。為了考察貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平影響的持續(xù)期，我們做滯后 18個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)，結(jié)果見表。 M2Z M2Z ( 11)M2Z ( 12)81 表 82 結(jié)果表明，從滯后 12個(gè)月開始 t統(tǒng)計(jì)量值顯著，一直到滯后 16個(gè)月為止，從滯后第 17個(gè)月開始 t值變得不顯著；再從回歸系數(shù)來看，從滯后 11個(gè)月開始，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響明顯增加，再滯后 14個(gè)月時(shí)達(dá)到最大，然后逐步下降。 通過上述一系列分析，我們可以做出這樣的判斷：在我國，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為一年，而且滯后影響具有持續(xù)性，持續(xù)的長度大約為半年，其影響力度先遞增然后遞減，滯后結(jié)構(gòu)為 型。 ?83 當(dāng)然，從上述回歸結(jié)果也可以看出，回歸方程的不高， DW值也偏低，表明除了貨幣供應(yīng)量外，還有其他因素影響物價(jià)變化；同時(shí)，過多的滯后變量也可能引起多重共線性問題。 84 如果我們分析的重點(diǎn)是貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)影響的滯后性，上述結(jié)果已能說明問題。如果要提高模型的預(yù)測(cè)精度，則可以考慮對(duì)模型進(jìn)行改進(jìn)。根據(jù)前面的分析可知，分布滯后模型可以用子回歸模型來代替，因此我們估計(jì)如下自回歸模型： 估計(jì)結(jié)果見表 。 1T B Z S = T B Z S +t t tα + β u85 表