時(shí)間序列分析下09統(tǒng)計(jì)學(xué)(文件)
【正文】 是 否 偽回歸 24 三、因果關(guān)系檢驗(yàn) (格蘭杰（ Granger）檢驗(yàn) ) 當(dāng)兩個(gè)變量在時(shí)間上有先導(dǎo) —— 滯后關(guān)系時(shí)，能否從統(tǒng)計(jì)上考察這種關(guān)系是單向的還是雙向的？ 即 :主要是一個(gè)變量過去的行為在影響另一個(gè)變量的當(dāng)前行為呢？還是雙方的過去行為在相互影響著對(duì)方的當(dāng)前行為？ 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的一個(gè)基本特征就是： 所描述的經(jīng)濟(jì)關(guān)系是因果關(guān)系 。如果添加 x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則 稱 x不是 y的原因 ， 記為 x y。 同理 ， 可以檢驗(yàn) “ y是否為 x的變化原因 ” ， 只是在模型I、 II中將 y換成 x， x換成 y即可 。 第二 ， 可能還有 x以外的其它變量也是引起 y變化的原因 ，同時(shí)該變量也與 x相關(guān)；解決的方法是在回歸模型中也引入這些變量的滯后值 。 ? ?29 四、使用格蘭杰檢驗(yàn)時(shí)應(yīng)注意兩個(gè)問題 第一 ， 檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期長(zhǎng)度的變化比較敏感 ， 即滯后期選擇的不同可能會(huì)得到不一致的檢驗(yàn)結(jié)果 。 ② 假設(shè) H0:b1=b2=… =bk=0（ x y） ， 為檢驗(yàn)該假設(shè) ，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量： ?),(~)/(/)( ksnkFksnR S SkR S SR S SFIIII ??????27 ③ 對(duì)于給定的顯著水平 α，若 FFα，則拒絕原假設(shè) H0，即x是引起 y變化的原因（ x y）。 一 、 格蘭杰檢驗(yàn)的原理 Granger對(duì)因果關(guān)系的定義：如果 x是引起 y變化的原因 ， 則 x應(yīng)該有助于預(yù)測(cè) y， 即在 y關(guān)于 y過去值的回歸中 ， 添加 x的過去值作為獨(dú)立的解釋變量 ， 應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力 。 ?tC22 第二步：估計(jì)誤差修正模型 ， 結(jié)果如下： = + Yt－ (7) (t:) () () (－ ) R2= DW= （ 7） 中的結(jié)果表明個(gè)人可支配收入 Yt的短期變動(dòng)對(duì)私人消費(fèi)存在正向影響 。 由分布滯后模型 ttttt YXXY ????? ????? ?? 11210 (1)若 (t1)時(shí)刻 Y大于其長(zhǎng)期均衡解 ?0+?1X， ecm為正，則(?ecm)為負(fù)，使得 ?Yt減少； (2)若 (t1)時(shí)刻 Y小于其長(zhǎng)期均衡解 ?0+?1X ， ecm為負(fù)，則(?ecm)為正，使得 ?Yt增大。因此， Y的值已對(duì)前期的非均衡程度作出了修正。 18 由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運(yùn)用 OLS法。 （ 4）式是 ECM模型的一般形式，實(shí)踐中可根據(jù)情況建立具體的 ECM模型。 兩變量間這種短期不均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)可以由 誤差修正模型 （ error correction model） 來描述 。 假設(shè)已知 CPC與 GDPPC都是 I(2)序列，它們的回歸式 為 tt G D P P CC P C ?? R2= 通過對(duì)該式計(jì)算的 殘差序列作 ADF檢驗(yàn) ，得適當(dāng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ? 311 ??? ??????? tttt eeee （ ） () () t==，拒絕存在單位根的假設(shè)， 殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的 ，因此 中國(guó)居民人均消費(fèi)水平與人均 GDP是 (2,2)階協(xié)整的，說明了該兩變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的 “ 均衡 ” 關(guān)系。為檢
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