©2010-2025 宁波自信网络信息技术有限公司 版权所有
客服电话：4009-655-100 投诉/维权电话：18658249818
浙ICP备2021020529号-1 | 浙B2-20240490
关注我们 ：
1、第七章分布滞后模型与自回归模型案例分析 一、问题的提出和模型设定 货币主义学派认为，产生通货膨胀的必要条件是货币的超量供应。物价变动与货币供应量的变化有着较为密切的联系，但是二者之间的关系不是瞬时的，货币供应量的变化对物价的影响存在一定时滞。在中国，大家普遍认同货币供给的变化对物价具有滞后影响，但滞后期究竟有多长，还存在不同的认识。 下面采集1996－2005年全国广义货币供应量和物价指数的月度数据对这一问题进行研究。 月度 广义货币M2 广义货币增长量M2z 居民消费价格同比指数tbzs 月度 广义货币M2 广义货币增长量M2z 居民消费价格同比指数tbzs
2、 (千亿元） （千亿元） (千亿元） （千亿元） Jan-96 58.401 Oct-00 129.522 -0.9518 100 Feb-96 63.778 5.377 109.3 Nov-00 130.9941 1.4721 101.3 Mar-96 64.511 0.733 109.8 Dec-00 134.6103 3.6162 101.5 Apr-96 65.723 1.212 109.7 1-Jan 137.5436 2.9333 101.2 May-96 66.88
3、1.157 108.9 1-Feb 136.2102 -1.3334 100 Jun-96 68.132 1.252 108.6 1-Mar 138.7445 2.5343 100.8 Jul-96 69.346 1.214 108.3 1-Apr 139.9499 1.2054 101.6 Aug-96 72.309 2.963 108.1 1-May 139.0158 -0.9341 101.7 Sep-96 69.643 -2.666 107.4 1-Jun 147.8097 8.793
4、9 101.4 Oct-96 73.1522 3.5092 107 1-Jul 149.2287 1.419 101.5 Nov-96 74.142 0.9898 106.9 1-Aug 149.9418 0.7131 101 Dec-96 76.0949 1.9529 107 1-Sep 151.8226 1.8808 99.9 Jan-97 78.648 2.5531 105.9 1-Oct 151.4973 -0.3253 100.2 Feb-97 78.998 0.35 105.6
5、 1-Nov 154.0883 2.591 99.7 Mar-97 79.889 0.891 104 1-Dec 158.3019 4.2136 99.7 Apr-97 80.818 0.929 103.2 2-Jan 159.6393 1.3374 99 May-97 81.151 0.333 102.8 2-Feb 160.9356 1.2963 100 Jun-97 82.789 1.638 102.8 2-Mar 164.0646 3.129 99.2 Jul-97 83.46 0.67
6、1 102.7 2-Apr 164.5706 0.506 98.7 Aug-97 84.746 1.286 101.9 2-May 166.061 1.4904 98.9 Sep-97 85.892 1.146 101.8 2-Jun 169.6012 3.5402 99.2 Oct-97 86.644 0.752 101.5 2-Jul 170.8511 1.2499 99.1 Nov-97 87.59 0.946 101.1 2-Aug 173.2509 2.3998 99.3 Dec
7、97 90.9953 3.4053 100.4 2-Sep 176.9824 3.7315 99.3 Jan-98 92.2114 1.2161 100.3 2-Oct 177.2942 0.3118 99.2 Feb-98 92.024 -0.1874 99.9 2-Nov 179.7363 2.4421 99.3 Mar-98 92.015 -0.009 100.7 2-Dec 185.0073 5.271 99.6 Apr-98 92.662 0.647 99.7 3-Jan 190
8、4883 5.481 100.4 May-98 93.936 1.274 99 3-Feb 190.1084 -0.3799 100.2 Jun-98 94.658 0.722 98.7 3-Mar 194.4873 4.3789 100.9 Jul-98 96.314 1.656 98.6 3-Apr 196.1301 1.6428 101 Aug-98 97.299 0.985 98.6 3-May 199.5052 3.3751 100.7 Sep-98 99.795 2.496 98.
9、5 3-Jun 204.9314 5.4262 100.3 Oct-98 100.8752 1.0802 98.9 3-Jul 206.1931 1.2617 100.5 Nov-98 102.229 1.3538 98.8 3-Aug 210.5919 4.3988 100.9 Dec-98 104.4985 2.2695 99 3-Sep 213.5671 2.9752 101.1 Jan-99 105.5 1.0015 98.8 3-Oct 214.4694 0.9023 101.8
10、Feb-99 107.778 2.278 98.7 3-Nov 216.3517 1.8823 103 Mar-99 108.438 0.66 98.2 3-Dec 221.2228 4.8711 103.2 Apr-99 109.218 0.78 97.8 4-Jan 225.10193 3.87913 103.2 May-99 110.061 0.843 97.8 4-Feb 227.05072 1.94879 102.1 Jun-99 111.363 1.302 97.9 4-Mar
11、231.6546 4.60388 103 Jul-99 111.414 0.051 98.6 4-Apr 233.62786 1.97326 103.8 Aug-99 112.827 1.413 98.7 4-May 234.8424 1.21454 104.4 Sep-99 115.079 2.252 99.2 4-Jun 238.42749 3.58509 105 Oct-99 115.39 0.311 99.4 4-Jul 234.8424 -3.58509 105.3 Nov-99 116.
12、559 1.169 99.1 4-Aug 239.72919 4.88679 105.3 Dec-99 119.898 3.339 99 4-Sep 243.757 4.02781 105.2 Jan-00 121.22 1.322 99.8 4-Oct 243.74 -0.017 104.3 Feb-00 121.5834 0.3634 100.7 4-Nov 247.13558 3.39558 102.8 Mar-00 122.5807 0.9973 99.8 4-Dec 253.2077
13、 6.07212 102.4 Apr-00 124.1219 1.5412 99.7 5-Jan 257.75283 4.54513 101.9 May-00 124.0533 -0.0686 100.1 5-Feb 259.3561 1.60327 103.9 Jun-00 126.6053 2.552 100.5 5-Mar 264.5889 5.2328 102.7 Jul-00 126.3239 -0.2814 100.5 5-Apr 266.99266 2.40376 101.8 Aug-0
14、0 127.79 1.4661 100.3 5-May 269.2294 2.23674 101.8 Sep-00 130.4738 2.6838 100 Eviews上机具体操作： 利用eviews3.0进行分析 第一步：建立数据 1新建工作文档：file-new-workfile，在打开的workfile range对话框中的workfile frequency 中选择monthly，start date输入1996-1，end date输入2005-5，点击ok。 2输入数据（先是data y x2 x3····
15、··然后是将excel中的数据复制过来即可）并保存 本题在命令窗口输入data TBZS M2Z，并点击name命名为GROUP01. 然后将上面的数据录入。 第二步 分析数据 为了考察货币供应量的变化对物价的影响，我们用广义货币M2的月增长量用广义货币作为解释变量，以居民消费价格月度同比指数TBZS为被解释变量进行研究。首先估计如下回归模型: 在命令窗口输入ls TBZS C M2Z ，并点击name命名为EQ01. 得到如下回归 Dependent Variable: TBZS Method: Least Squares Date: 12/20/12 Time:
16、10:23 Sample(adjusted): 1996:02 2005:05 Included observations: 112 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 101.4356 0.397419 255.2358 0.0000 M2Z 0.068371 0.151872 0.450190 0.6535 R-squared 0.001839 Mean dep
17、endent var 101.5643 Adjusted R-squared -0.007235 S.D. dependent var 2.911111 S.E. of regression 2.921623 Akaike info criterion 4.999852 Sum squared resid 938.9472 Schwarz criterion 5.048396 Log likelihood -277.9917 F-statistic 0.202671 Durbin-Watson stat 0.047702
18、 Prob(F-statistic) 0.653460 从回归结果来看，的t统计量值不显著，表明当期货币供应量的变化对当期物价水平的影响在统计意义上不明显。为了分析货币供应量变化影响物价的滞后性，我们做滞后6个月的分布滞后模型的估计. 在命令窗口输入ls TBZS C M2Z M2Z(-1) M2Z(-2) M2Z(-3) M2Z(-4) M2Z(-5) M2Z(-6)，并点击name命名为EQ02. Dependent Variable: TBZS Method: Least Squares Date: 12/20/12 Time: 10:27 S
19、ample(adjusted): 1996:08 2005:05 Included observations: 106 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 100.0492 0.584318 171.2240 0.0000 M2Z -0.011037 0.140613 -0.078493 0.9376 M2Z(-1) 0.016169 0.137998 0.117166 0.9070 M2
20、Z(-2) 0.053044 0.136808 0.387723 0.6991 M2Z(-3) 0.028679 0.143155 0.200333 0.8416 M2Z(-4) 0.130825 0.139183 0.939951 0.3496 M2Z(-5) 0.137794 0.142502 0.966965 0.3359 M2Z(-6) 0.248778 0.143394 1.734924 0.0859 R-squared 0.055557 Mean dependent var 101.1377 Ad
21、justed R-squared -0.011904 S.D. dependent var 2.347946 S.E. of regression 2.361879 Akaike info criterion 4.629264 Sum squared resid 546.6902 Schwarz criterion 4.830278 Log likelihood -237.3510 F-statistic 0.823546 Durbin-Watson stat 0.094549 Prob(F-statistic) 0
22、570083 从回归结果来看，各滞后期的系数逐步增加，表明当期货币供应量的变化对物价水平的影响要经过一段时间才能逐步显现。但各滞后期的系数的t统计量值不显著，因此还不能据此判断滞后期究竟有多长。为此，我们做滞后12个月的分布滞后模型的估计. 在命令窗口输入ls TBZS C M2Z M2Z(-1) M2Z(-2) M2Z(-3) M2Z(-4) M2Z(-5) M2Z(-6) M2Z(-7) M2Z(-8) M2Z(-9) M2Z(-10) M2Z(-11) M2Z(-12)，并点击name命名为EQ03. Dependent Variable: TBZS Met
23、hod: Least Squares Date: 12/20/12 Time: 10:30 Sample(adjusted): 1997:02 2005:05 Included observations: 100 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 98.35668 0.467897 210.2102 0.0000 M2Z -0.167665 0.121743 -1.377203 0.1720
24、 M2Z(-1) -0.032065 0.111691 -0.287084 0.7747 M2Z(-2) -0.000995 0.111464 -0.008925 0.9929 M2Z(-3) 0.004243 0.113815 0.037276 0.9704 M2Z(-4) 0.106581 0.112727 0.945480 0.3471 M2Z(-5) 0.043217 0.113161 0.381908 0.7035 M2Z(-6) 0.117581 0.118460 0.992575 0.3237 M2Z(-7) 0.1
25、40418 0.115571 1.214988 0.2277 M2Z(-8) 0.220875 0.114368 1.931271 0.0567 M2Z(-9) 0.140875 0.115354 1.221247 0.2253 M2Z(-10) 0.180497 0.115895 1.557410 0.1230 M2Z(-11) 0.246911 0.125543 1.966752 0.0524 M2Z(-12) 0.392359 0.130058 3.016798 0.0034 R-squared 0.3171
26、36 Mean dependent var 100.7830 Adjusted R-squared 0.213913 S.D. dependent var 1.890863 S.E. of regression 1.676469 Akaike info criterion 4.000434 Sum squared resid 241.7072 Schwarz criterion 4.365158 Log likelihood -186.0217 F-statistic 3.072325 Durbin-Watson s
27、tat 0.265335 Prob(F-statistic) 0.000906 上表显示，从M2Z到M2Z(-11), 回归系数都不显著异于零(P值均大于0.05)，而M2Z(-12)的回归系数t统计量值为3.016798，在5％显著性水平下拒绝系数为零的原假设。这一结果表明，当期货币供应量变化对物价水平的影响在经过12个月（即一年）后明显地显现出来。为了考察货币供应量变化对物价水平影响的持续期，我们做滞后18个月的分布滞后模型的估计。 在命令窗口输入ls TBZS C M2Z M2Z(-1) M2Z(-2) M2Z(-3) M2Z(-4) M2Z(-
28、5) M2Z(-6) M2Z(-7) M2Z(-8) M2Z(-9) M2Z(-10) M2Z(-11) M2Z(-12) M2Z(-13) M2Z(-14) M2Z(-15) M2Z(-16) M2Z(-17) M2Z(-18)，并点击name命名为EQ04. Dependent Variable: TBZS Method: Least Squares Date: 12/20/12 Time: 10:33 Sample(adjusted): 1997:08 2005:05 Included observations: 94 after adjusting endpoints
29、 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 97.41411 0.370000 263.2815 0.0000 M2Z -0.083649 0.094529 -0.884900 0.3791 M2Z(-1) -0.116744 0.093984 -1.242161 0.2181 M2Z(-2) -0.119939 0.094428 -1.270156 0.2080 M2Z(-3) -0.092993 0.095720 -0.971509
30、 0.3345 M2Z(-4) -0.032912 0.095823 -0.343468 0.7322 M2Z(-5) -0.023891 0.097813 -0.244256 0.8077 M2Z(-6) 0.017290 0.100645 0.171794 0.8641 M2Z(-7) 0.028288 0.097570 0.289929 0.7727 M2Z(-8) 0.048708 0.095877 0.508021 0.6129 M2Z(-9) 0.025995 0.097569 0.266422 0.7907 M2Z(
31、10) 0.118247 0.096764 1.222011 0.2256 M2Z(-11) 0.157408 0.102558 1.534815 0.1291 M2Z(-12) 0.271281 0.112316 2.415326 0.0182 M2Z(-13) 0.325760 0.109217 2.982684 0.0039 M2Z(-14) 0.396242 0.107046 3.701601 0.0004 M2Z(-15) 0.335482 0.106776 3.141941 0.0024 M2Z(-16) 0.2708
32、11 0.107222 2.525697 0.0137 M2Z(-17) 0.200024 0.109278 1.830415 0.0712 M2Z(-18) 0.169696 0.101547 1.671114 0.0989 R-squared 0.610520 Mean dependent var 100.6085 Adjusted R-squared 0.510519 S.D. dependent var 1.795733 S.E. of regression 1.256348 Akaike in
33、fo criterion 3.480597 Sum squared resid 116.8024 Schwarz criterion 4.021724 Log likelihood -143.5881 F-statistic 6.105105 Durbin-Watson stat 0.308938 Prob(F-statistic) 0.000000 结果表明，从滞后12个月开始t统计量值显著，一直到滞后16个月为止，从滞后第17个月开始t值变得不显著；再从回归系数来看，从滞后11个月开始，货币供应量变化对物价水平的影响明
34、显增加，再滞后14个月时达到最大，然后逐步下降。 通过上述一系列分析，我们可以做出这样的判断：在我国，货币供应量变化对物价水平的影响具有明显的滞后性，滞后期大约为一年，而且滞后影响具有持续性，持续的长度大约为半年，其影响力度先递增然后递减，滞后结构为型。 当然，从上述回归结果也可以看出，回归方程的不高，DW值也偏低，表明除了货币供应量外，还有其他因素影响物价变化；同时，过多的滞后变量也可能引起多重共线性问题。 如果我们分析的重点是货币供应量变化对物价影响的滞后性，上述结果已能说明问题。如果要提高模型的预测精度，则可以考虑对模型进行改进。根据前面的分析可知，分布滞后模型可以用自回归模型来代
35、替，因此我们估计如下自回归模型： 在命令窗口输入ls TBZS C TBZS(-1) 得到回归结果 Dependent Variable: TBZS Method: Least Squares Date: 12/20/12 Time: 10:43 Sample(adjusted): 1996:03 2005:05 Included observations: 111 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
36、C 5.348792 1.938684 2.758982 0.0068 TBZS(-1) 0.946670 0.019081 49.61371 0.0000 R-squared 0.957596 Mean dependent var 101.4946 Adjusted R-squared 0.957207 S.D. dependent var 2.828904 S.E. of regression 0.585200 Akaike info criterion 1.784126 Sum squared resid 37.32798 Schwarz criterion 1.832947 Log likelihood -97.01900 F-statistic 2461.520 Durbin-Watson stat 1.779257 Prob(F-statistic) 0.000000
©2010-2025 宁波自信网络信息技术有限公司 版权所有
客服电话：4009-655-100 投诉/维权电话：18658249818
浙ICP备2021020529号-1 | 浙B2-20240490
关注我们 ：
