【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 格蘭杰檢驗的注意事項 ； 一個重要的應(yīng)用性問題，即因果關(guān)系的變化可能 嚴格依賴于所含的滯后期的個數(shù)； 關(guān)聯(lián)的； ，所以不必明 顯地給出模型的估計系數(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，我們在例 。下面用阿爾蒙法估計如下有限分布滯后模型： 將系數(shù)用二次多項式近似，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 對應(yīng)的系數(shù)分別為 的估計值 。將它們代入分布滯后系數(shù)的阿爾蒙多項式中，可計算出 的估計值，分布滯后模型的最終估計式為： 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 在實際應(yīng)用中， EViews提供了多項式分布滯后指令 “ PDL”用于估計分布滯后模型。在EViews中輸入 和 的數(shù)據(jù)，進入 Equation Specification 對話欄，鍵入方程形式： P DL ( , 3 , 2)Y C XY X70 其中， “ PDL指令 ” 表示進行阿爾蒙多項式分布滯后模型的估計，括號中的 3表示 的分布滯后長度， 2表示阿爾蒙多項式的階數(shù)。在Estimation Settings欄中選擇 Least Squares(最小二乘法 )，點擊 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”估計分布滯后模型時， EViews所采用的滯后系數(shù)多項式變換不是形如 （ ）式的阿爾蒙多項式，而是阿爾蒙多項式的 派生形式。 因此，輸出結(jié)果中 、 、 對應(yīng)的估計系數(shù)不是阿爾蒙多項式系數(shù) 的估計。但同前面分步計算的結(jié)果相比，最終的 分布滯后估計系數(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)派認為，產(chǎn)生通貨膨脹的必要條件是貨幣的超量供應(yīng)。物價變動與貨幣供應(yīng)量的變化有著較為密切的聯(lián)系，但是二者之間的關(guān)系不是瞬時的，貨幣供應(yīng)量的變化對物價的影響存在一定時滯。在中國，大家普遍認同貨幣供給的變化對物價具有滯后影響，但滯后期究竟有多長，還存在不同的認識。下面采集 1996－2021年全國廣義貨幣供應(yīng)量和物價指數(shù)的月度數(shù)據(jù)（見教材表 ）對這一問題進行研究。 74 為了考察貨幣供應(yīng)量的變化對物價的影響，我們用廣義貨幣 M2的月增長量 作為解釋變量，以居民消費價格月度同比指數(shù) 為被解釋變量進行研究。首先估計如下回歸模型 : 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)計量值不顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對當(dāng)期物價水平的影響在統(tǒng)計意義上不明顯。為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價的滯后性，我們做滯后 6個月的分布滯后模型的估計，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)量的變化對物價水平的影響要經(jīng)過一段時間才能逐步顯現(xiàn)。但各滯后期的系數(shù)的 t統(tǒng)計量值不顯著，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個月的分布滯后模型的估計，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)量變化對物價水平的影響在經(jīng)過 12個月（即一年）后明顯地顯現(xiàn)出來。為了考察貨幣供應(yīng)量變化對物價水平影響的持續(xù)期，我們做滯后 18個月的分布滯后模型的估計，結(jié)果見表。 M2Z M2Z ( 11)M2Z ( 12)81 表 82 結(jié)果表明，從滯后 12個月開始 t統(tǒng)計量值顯著，一直到滯后 16個月為止，從滯后第 17個月開始 t值變得不顯著；再從回歸系數(shù)來看，從滯后 11個月開始，貨幣供應(yīng)量變化對物價水平的影響明顯增加，再滯后 14個月時達到最大，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)量變化對物價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變化；同時，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是貨幣供應(yīng)量變化對物價影響的滯后性，上述結(jié)果已能說明問題。如果要提高模型的預(yù)測精度，則可以考慮對模型進行改進。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，因此我們估計如下自回歸模型： 估計結(jié)果見表 。 1T B Z S = T B Z S +t t tα + β u85 表