《滯后變量模型》ppt課件(文件)
【正文】 ?G D P 拒絕 5 GDP ? ???C O N S 拒絕 C O N S ? ???G D P 拒絕 6 GDP ? ???C O N S 不拒絕 C O N S? ???G D P 拒絕 ? 隨著滯后階數(shù)的增加 ， 拒絕 “ GDP是居民消費 CONS的原因 ” 的概率變大 ， 而拒絕 “ 居民消費 CONS是 GDP的原因 ” 的概率變小 ? 如果同時考慮檢驗模型的序列相關(guān)性以及赤池信息準則 ， 發(fā)現(xiàn)： 滯后 4階或 5階的檢驗模型不具有 1階自相關(guān)性 ， 而且也擁有較小的AIC值 ， 這時 判斷結(jié)果 是 :GDP與 CONS有雙向的格蘭杰因果關(guān)系 ，即相互影響 。 因此，從 2階滯后的情況看， GDP的增長是居民消費增長的原因，而不是相反。 ? 因此， 一般而言 ，常進行不同滯后期長度的檢驗，以 上述檢驗模型中的隨機誤差項不存在序列相關(guān)的滯后期長度 來選取滯后期。 titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??如 ：針對 中 X滯后項前的參數(shù) α整體為零 的假設 (X不是 Y的格蘭杰原因 ) 分別做包含與不包含 X滯后項的回歸，記前者與后者的殘差平方和分別為 RSSU、 RSSR；再計算 F統(tǒng)計量： )/(/)(knR SSmR SSR SSFUUR???k為無約束回歸模型的待估參數(shù)的個數(shù)。 ? 從一個回歸關(guān)系式中，無法確定變量間是否存在因果關(guān)系。 長期貨幣流通量模型 可設定為 tttet PXY ???? ???? 210由于長期貨幣流通需求量不可觀測，作局部調(diào)整 : )( 11 ?? ??? tettt YYYY ?(*) (**) 將（ *）式代入（ **）得 短期貨幣流通量需求模型 ： ttttt YPXY ????????? ?????? ? 1210 )1( 表 中國貨幣流通量、貸款額、居民消費價格指數(shù)歷史數(shù)據(jù) 單位：億元，上年 =1 00 年度 貸幣流通量 Y 民民消費價格指數(shù) P 貸款額 X 年度 貸幣流 通量 Y 民民消費價格指數(shù) P 貸款額 X 1978 1850 1990 176 80. 7 1979 1991 213 37. 8 1980 1992 263 22. 9 1981 1993 329 43. 1 1982 102 1994 7288 .6 125 39976 1983 102 1995 505 44. 1 1984 1996 611 56. 6 1985 1997 101 77. 6 749 14. 1 1986 107 1998 112 04. 2 865 24. 1 1987 1999 134 55. 5 98 .7 937 34. 3 1988 105 51. 3 2021 146 52. 7 993 71. 1 1989 143 60. 1 對 局部調(diào)整模型 運用 OLS法估計結(jié)果如下 15 6 3 7 1 7 0 0 ?????? tttt YPXY （ ） () () () 最后得到 長期貨幣流通需求模型 的估計式： ttet PXY 6 3 4 8 3 ????ttttt YPXY ????????? ?????? ? 1210 )1( 注意： 盡管 .=，但不能據(jù)此判斷自回歸模型不存在自相關(guān) (Why?)。 ?上述工具變量法只解決了解釋變量與 ?t相關(guān)對參數(shù)估計所造成的影響，但沒有解決 ?t的自相關(guān)問題。 ? 由此得到的 參數(shù)估計量具有一致性 。 tttt vYXY ????? ? 10)1( ????1??? tttv ??? ◎ 自適應預期模型： tttt vYrrXrY ????? ? 110 )1(??1)1( ???? ttt rv ??顯然存在： ◎ 局部調(diào)整模型： tttt YXY ??????? ????? ? 110 )1(存在：滯后被解釋變量 Yt1與隨機擾動項 ??t的 異期相關(guān)性。例如由于生產(chǎn)條件的波動，生產(chǎn)管理方面的原因，庫存儲備 Yt的實際變化量只是預期變化的一部分。對應于一定的產(chǎn)量或銷售量 Xt，存在著預期的最佳庫存 Yte。 11()e e et t t tX X X X???? ? ??這個假定還可寫成： 1( 1 )eet t tX X X?? ?? ? ?將此代入“期望模型”，有： 0 1 1 1( 1 ) et t t tY X X? ? ? ? ? ??? ? ? ? ?將“期望模型”滯后一期，并兩端同乘 (1r)，得： 1 0 1 1 1( 1 ) ( 1 ) ( 1 ) ( 1 )et t tYX? ? ? ? ? ? ?? ? ?? ? ? ? ? ? ?(*) (**) 以 (*)減去（ **），整理得： 其中： 0 1 1( 1 )t t t tY X r Y? ? ? ? ??? ? ? ? ?1( 1 )t t t? ? ? ? ?? ? ?該模型稱為 自適應預期模型 。 ?為了處理這種現(xiàn)象，可以將解釋變量預期值引入模型，建立“期望模型”。 ? 事實上， 許多滯后變量模型都可以轉(zhuǎn)化為自回歸模型， 自回歸模型是經(jīng)濟生活中更常見的模型。 對于無限分布滯后模型： ? 科伊克變換的具體做法 : 將科伊克假定 ?i=?0?i代入無限分布滯后模型，得 tiitit XY ???? ??? ????00滯后一期并乘以 ? ，得 (*) 1101 ??? ????? ? ti itit XY ???????將（ *）減去（ **）得科伊克變換模型：
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