7759
7615.4 6253 4976.7 9457.6 13233.2 16631.9
•
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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：从图 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。 见下页。
GNI Y
3624.1 4038.2 4517.8 4860.3 5301.8 5957.4 210.6 281 399.5 532.7 675.4 892.5
YY
70.4 118.5 124.2 151.7 217.1
年 GNI Y
1991 1992 1993 1994 1995 1996 21662.5 26651.9 34560.5 46670 57494.9 66850.5 9241.6 11759.4 15203.5 21518.8 29662.3 38520.8
YY
2121.8 2517.8 3444.1 6315.3 8143.5 8858.5
1984
1985 1986 1987 1988 1989 1990
7206.7
8989.1 10201.4 11954.5 14922.3 16917.8 18598.4
1214.7
1622.6 2237.6 3073.3 3801.5 5146.9 7119.8
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• 在五个评价指标中有4个认为滞后期应为 3（见系统自动标出的结果，即*号处）。
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• 本例选择结果如下：
是否需要常 数项。不需 要去掉c。
设置滞后期， 必须配对出现， 例如，1 2 5 8 则每个方程所 包含的变量的 滞后期均为： yt-1, yt-2, yt-5, yt6, yt-7 yt-8,
• 计算结果如下：
思考：1、根据下面结果如何进行分析？这表明三个时期居民储蓄 增加额的回归方程在统计意义上确实是不相同的。1996年以前收入 每增加1亿元，居民储蓄存款的增加额为0.14568亿元；在1996-2000 年，则为-0.197523亿元，2001年后为0.337256亿元。已发生了很大 变化。上述模型与城乡居民储蓄存款与国民总收入之间的散布图是 吻合的，与当时中国的实际经济运行状况也是相符的。
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需要指出的是，在 上述建模过程中， 主要是从教学的目 的出发运用虚拟变 量法则，没有考虑 通货膨胀因素。而 在实证分析中，储 蓄函数还应当考虑 通货膨胀因素。2、 其它形式的模型呢？ 如乘法和加法？
案例3：银行革新措施 的效果分析
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•
Y是某一银行提出某项革新措施直到革新技术被采用 的间隔月数，X是银行总资产，D1是定性（虚拟）变量， 表示：1是股份制银行，0是农村信用社。数据如下表。 研究采取某项银行革新措施的速度Y与银行的规模X和 银行类型的关系。数据文件al6.wf1。
• 广义差分模型。 • 命令方式：Ls m2-0.106*m2(-1) c gsd-0.106*gsd(-1) gdp-0.106*gdp(-1) cpi^2-0.106* cpi(-1)^2 • 结果没有多大改善，也可用AR（I)来处理。异方差检 验？
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案例2：储蓄
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。
• 注： • 为了保证序列的平稳性，也可先对所有的数据 进行处理再建立VAR模型，如取它们的自然对 数。用genr功能。
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Lgdp=log(gdp),Lcpi=log(cpi),Lm1=log(m1)。
• 然后分别对Lgdp,Lcpi,Lm1三变量建立VAR模 型。或者直接用log(gdp),log(cpi),log(m1)建立VAR
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变量下面第1和2括号值分别标准差和T统计量，在同一变量不同的滞后项， 有的是显著的，有的是不显著的，有的符号是相反的，验证了我们所说的 VAR模型是缺乏理论依据的。 首先，对于物价CPI,上一季度的货币供应量对其的影响是显著的，并且系 数为正，与理论相符，说明货币供应量的增加将使物价水平上升，而上第二 个季度M1的对CPI的影响是负的，而且更显著，正负交叉影响表现出M1和 CPI相互关系的特征。
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• 混合模型效果不好。
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案例4：利用VAR模型对我国 货币政策的有效性进行检验。
• 1、数据来源： • 取我国狭义货币供应量M1，商品零售物价指 数CPI（1994年1季度为100），以及代表产出 水平的国内生产总值GDP的季度数据，时间为 1994 年 第 一 季 度 到 2004 年 第 二 季 度 。 文 件 aL3.wf1
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• 进一步检验可知gsd和cky存在严重多重共线性。从 下图可知gsd的VIF值达到500多，故去掉cky再计算。
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• 下面的模型基本上合理。GDP每增加一个亿会使 M2增加1.347亿，这是乘数的作用，对于国内信 贷也有同样的解释。 • 也可以用广义差分进一步修改（见下页）。
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案例1，货币供应量模型的建立 与分析
案例2：储蓄
案例3：银行革新措施 的效果 分析 案例4：利用VAR模型对我国 货币政策的有效性进行检验。 案例5：面板数据及其应币供应量模型建立与分析
体现货币总量的指标有M0，M1，M2，M3等 M0---现金；M1---M0+活期存款，反映了社会的直接 购买能力 ，是狭义货币供应量 ；M2---M1+定期存款， 非支票性储蓄存款，反映了现实的购买力，也反映了 潜在的购买力 ，广义货币供应量；M3---M2+私有机 构和公司的大额定期存款，L----M3+各种有价证券。 • 影响货币供应量的变动因素取：居民消费物价指数 （1978=100）CPI，全国城乡人民币储蓄存款余额 （cky单位：亿元），国内信贷（Gsd，亿元），国内 生产总值 （gdp，亿元），选取1990-2003年。 • 数据文件al5.wf1。
• 一、模型的选择
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下面仅考 察广义货 币供量M2 与gdp, gsd ,cky cpi的关系。 分别用这 四个变量 与M2的散 点图，如 下，前者 三个均为 线性关系， 而最后一 个不是。
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• 故初步选取模型如下： • M2t=β0+β1gdpt+β2gsdt+β3ckyt+β4cpi2t+μt • Gsd系数为负，与理论不符，而且T检验也没通过。
Y 17 26 21 30 22 0 12 19 4 16 X 151 92 175 31 104 277 210 120 290 238 D1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Y 28 15 11 38 31 21 20 13 30 14 X 164 272 295 68 85 224 166 305 124 246 D1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1
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• 要求建立虚拟变量模型，三种形式都要考虑找到比较好 的模型，并分析系数的含义。 • 从加法模型知：银行类型对采纳革新技术平均所需时间 的差异表现为D1的系数，它的值为8.055，表明信用社 采取革新技术平均比股份制银行少8个月多。
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• 从乘法模型可知：银行总资产与采纳革新技术所需 时间成反比。资产规模越大，则采纳革新技术措施 间隔时间就越长，同时也表明，股份制银行总资产 系数为-0.082285，而农村信用社为-0.119044，这说 明农村信用社总资产对采纳革新技术所需时间的影 响要比股份制银行大（负向影响大）。
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2、建模。 在选择滞后项时，应用信息准则，根据金融理论， 货币效应时滞在一年左右，所以我们选择最大4阶。
滞后期 AIC SC b=1 39.56 40.1 b=2 39.43 40.31 b=3 b=4 39.14 38.95 40.42 40.63
根据AIC信息准则，我们应选择滞后项为4，根据SC 信息准则，我们应选择滞后项为2或3，考虑到3阶后 AIC值下降较缓，以及结合模型的R2和Determinant Residual Covariance的值，最后选择滞后项为3。或者 由Eviews5.1可得到（在VAR模型估计结果窗口中点 view再选取lag structure , lag length Criteria)：
在备份序列名，以免在用不 同模型进行预测时，冲掉了 上一次的预测值。例如如果 选择了scenarios 1，则预测值 放在Cpah_1中。
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在工作文件窗口 中cpi和cpi_0分别 为原始数据及拟 合值，其它同理。 可以用Genr命令 求出每个变量的 残差。
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YYt 0 1GNI t 2 D1t 3 D2t 4GNI * D1t 5GNI * D2t t
1 D1t 0 t 1996 年至2000 年 ， t为其它年份 1 D2t 0 t 2001 年以后(包括2001 ) t为其它年份
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• 其次，对于货币供应量来说，上一季度的GDP对其影响不显著， 说明货币供应量不受上期的产出但受物价水平的影响显著。但 上第2季度的GDP对M1产生显著负影响。 • 再次，对于GDP,上期的货币供应量对其是显著正影响。这从一 个侧面验证了前几年我国实施的稳健的货币政策效果是有效的， 而上期物价水平则对产出是不显著负影响。