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Λ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： TBZS,=a+BTBZS1+u 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:07110/05Time:23:48 Sample(adjusted):1:0320:05 Included observations:111 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob C 5.3487921.9386842.7589820.0068 TBZS(-1) 0.9466700.01908149.61371 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) 0.00000044 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L 型。 当然，从上述回归结果也可以看出，回归方程的 2 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： t t t TBZS = + TBZS + u a b -1 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 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 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