Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.510519 S.D. dependent var 1.256348 Akaike info criterion 116.8024 Schwarz criterion -143.5881 F-statistic 0.308938 Prob(F-statistic) 1.795733 3.480597 4.021724 6.105105 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R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子回归模型来代替，因此我们估计如下子自回归模型：

2TBZSt????TBZSt?1?ut

在Eviews工作文档的方程设定窗口中，输入

TBZS C TBZS(-1)

估计结果见表7.9。

表7.9

Dependent Variable: TBZS Method: Least Squares Date: 07/10/05 Time: 23:48 Sample(adjusted): 1996:03 2005:05 Included observations: 111 after adjusting endpoints Variable C TBZS(-1) R-squared Adjusted R-squared Coefficient 5.348792 0.946670 Std. Error 1.938684 0.019081 t-Statistic 2.758982 49.61371 Prob. 0.0068 0.0000 0.957596 Mean dependent var 101.4946 0.957207 S.D. dependent var 2.828904 S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.585200 Akaike info criterion 37.32798 Schwarz criterion -97.01900 F-statistic 1.779257 Prob(F-statistic) 1.784126 1.832947 2461.520 0.000000

第八章 案例分析

改革开放以来，随着经济的发展中国城乡居民的收入快速增长，同时城乡居民的储蓄存款也迅速增长。经济学界的一种观点认为，20世纪90年代以后由于经济体制、住房、医疗、养老等社会保障体制的变化，使居民的储蓄行为发生了明显改变。为了考察改革开放以来中国居民的储蓄存款与收入的关系是否已发生变化，以城乡居民人民币储蓄存款年底余额代表居民储蓄（Y），以国民总收入GNI代表城乡居民收入，分析居民收入对储蓄存款影响的数量关系。

表8.1为1978-2003年中国的国民总收入和城乡居民人民币储蓄存款年底余额及增加额的数据。

表8.1 国民总收入与居民储蓄存款 单位：亿元

城乡居民人国民总收年 入 份 （GNI） （Y） 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 3624.1 4038.2 4517.8 4860.3 5301.8 5957.4 7206.7 8989.1 10201.4 11954.5 210.6 281.0 399.5 532.7 675.4 892.5 1214.7 1622.6 2237.6 3073.3 （YY） NA 1991 70.4 1992 118.5 1993 124.2 1994 151.7 1995 217.1 1996 322.2 1997 407.9 1998 615.0 1999 835.7 2000 21662.5 26651.9 34560.5 46670.0 57494.9 66850.5 73142.7 76967.2 80579.4 88254.0 款年底余额款增加额份 （GNI） （Y） 9241.6 11759.4 15203.5 21518.8 29662.3 38520.8 46279.8 53407.5 59621.8 64332.4 （YY） 2121.800 2517.800 3444.100 6315.300 8143.500 8858.500 7759.000 7615.400 6253.000 4976.700 民币储蓄存民币储蓄存年 入 款年底余额 款增加额城乡居民人国民总收民币储蓄存民币储蓄存城乡居民人城乡居民人1988 1989 1990 14922.3 16917.8 18598.4 3801.5 5146.9 7119.8 728.2 2001 1374.2 95727.9 73762.4 86910.6 103617.7 9457.600 13233.20 16631.90 2002 103935.3 1923.4 2003 116603.2 数据来源：《中国统计年鉴2004》，中国统计出版社。表中“城乡居民人民币储蓄存款年增加额”为年鉴数值，与用年底余额计算的数值有差异。

为了研究1978—2003年期间城乡居民储蓄存款随收入的变化规律是否有变化,考证城乡居民储蓄存款、国民总收入随时间的变化情况，如下图所示：

图8.5

从图8.5中，尚无法得到居民的储蓄行为发生明显改变的详尽信息。若取居民储蓄的增量（YY），并作时序图（见图8.6）

图8.6 图8.7

从居民储蓄增量图可以看出，城乡居民的储蓄行为表现出了明显的阶段特征：在1996年和2000年有两个明显的转折点。再从城乡居民储蓄存款增量与国民总收入之间关系的散布图看（见图8.7），也呈现出了相同的阶段性特征。

为了分析居民储蓄行为在1996年前后和2000年前后三个阶段的数量关系，引入虚拟变量D1和D2。D1和D2的选择，是以1996、2000年两个转折点作为依据，1996年的GNI为66850.50亿元,2000年的GNI为国为民8254.00亿元,并设定了如下以加法和乘法两种方式同时引入虚拟变量的的模型：

YYt= ?1+?2GNIt??3?GNIt?66850.50?D1t+ ?4?GNIt?88254.00?D2t?ut

?1t?1996年以后 ?1t?2000年以后 D1t??D2t???0t?1996年及以前 ?0t?2000年及以前 其中：

对上式进行回归后，有：

Dependent Variable: YY Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 23:27 Sample (adjusted): 1979 2003

Included observations: 25 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C GNI

(GNI-66850.50)*DUM1 (GNI-88254.00)*DUM2

-830.4045 0.144486 -0.291371 0.560219

172.1626 0.005740 0.027182 0.040136

-4.823374 25.17001 -10.71920 13.95810

0.0001 0.0000 0.0000 0.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.989498 Mean dependent var 0.987998 S.D. dependent var 501.9182 Akaike info criterion 5290359. Schwarz criterion -188.7550 F-statistic 1.677712 Prob(F-statistic)

4168.652 4581.447 15.42040 15.61542 659.5450 0.000000

即有：

YYt = -830.4045 + 0.1445GNIt - 0.2914?GNIt-66850.50?D1t + 0.5602?GNIt-88254.00?D2t se=（172.1626）（0.0057） （0.0272） （0.0401）