《滯后變量模型》ppt課件-預(yù)覽頁(yè)
【正文】 】 表 電力基本建設(shè)投資 X與 發(fā)電量 Y的相關(guān)資料，擬建立一多項(xiàng)式分布滯后模型來考察兩者的關(guān)系?？梢酝ㄟ^科伊克變換轉(zhuǎn)換為自回歸模型。 三、自回歸模型的參數(shù)估計(jì) ?主要考慮滯后被解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的關(guān)系 ? 一個(gè)無限期分布滯后模型可以通過科伊克變換轉(zhuǎn)化為 自回歸模型 。 例如 ： 家庭現(xiàn)期消費(fèi)水平，取決于未來的預(yù)期收入； 投資取決于對(duì)未來利潤(rùn)的預(yù)期； 商品的需求量往往取決于對(duì)未來價(jià)格水平的預(yù)期 這些例子表明： 某些經(jīng)濟(jì)變量的變化會(huì)受到另一些經(jīng)濟(jì)變量預(yù)期值的影響 。即： 11()e e et t t tX X X X???? ? ?其中： r為 預(yù)期系數(shù) （ coefficient of expectation),0?r ?1。 例： 企業(yè)為了保證生產(chǎn)和銷售，必須保持一定的原材料儲(chǔ)備。而可以想像， 因變量的實(shí)際變化往往只是預(yù)期變化的一部分 。 自回歸模型的參數(shù)估計(jì) 0),co v ( 1 ?? tt vY 0),co v ( 1 ??tt vv◎ 科伊克模型： 對(duì)于自回歸模型 tqiititt YXY ???? ???? ???110估計(jì)時(shí)的主要問題： 滯后被解釋變量的存在可能導(dǎo)致它與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)；以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)出現(xiàn)序列相關(guān)性。 ? 因此，對(duì)上述模型，通常采用工具變量法，即尋找一個(gè)新的經(jīng)濟(jì)變量 Zt，用來代替 Yt1。 在實(shí)際估計(jì)中，一般用 1?tY?作為 1tY?的工具變量 這里 1?tY?是利用下述分布滯后模型得到的估計(jì)值 0 1 1 ...t t t k t kY X X X? ? ? ???? ? ? ? ?（ 2）普通最小二乘法 ?若滯后被解釋變量 Yt1與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) ?t同期無關(guān)（如局部調(diào)整模型），可直接使用 OLS法進(jìn)行估計(jì)，得到一致估計(jì)量。 注意： 例 建立中國(guó)長(zhǎng)期貨幣流通量需求模型 經(jīng)驗(yàn)表明：中國(guó)改革開放以來，對(duì) 貨幣需求量 (Y)的影響因素，主要有資金運(yùn)用中的 貸款額 (X)以及反映價(jià)格變化的 居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù) (P)。 ? 然而，許多經(jīng)濟(jì)變量有著相互的影響關(guān)系 GDP 消費(fèi) 問題： 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？（ 先有雞還是先有蛋？ ） 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？ 格蘭杰因果關(guān)系含義 （ Granger causality） ? 因果關(guān)系是指變量間的一種依賴性，原因變量的變化將引起結(jié)果變量的變化。 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) （ Granger test of causality） 對(duì)兩變量 Y與 X，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求估計(jì) : titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??(*) titmiimiitit XYX 211??? ??? ???? ??(**) 對(duì)（ *）式，檢驗(yàn)的原假設(shè)是： *0 1 2:0 mH ? ? ?? ? ? ?對(duì)（ **）式，檢驗(yàn)的原假設(shè)是： **0 1 2:0 mH ? ? ?? ? ? ?? 可能存在有四種檢驗(yàn)結(jié)果： （ 1） X對(duì) Y有單向影響 ，表現(xiàn)為（ *）式 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù) α在統(tǒng)計(jì)上整體顯著不為零，而（ **）式 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù) λ在統(tǒng)計(jì)上整體顯著為零； （ 2） Y對(duì) X有單向影響 ，表現(xiàn)為（ **）式 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù) λ在統(tǒng)計(jì)上整體顯著不為零，而（ *）式 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù) α在統(tǒng)計(jì)上整體顯著為零； （ 3） Y與 X間存在雙向影響 ，表現(xiàn)為（ *）式 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù) α與（ **）式 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù) λ在統(tǒng)計(jì)上整體均顯著不為零； （ 4） Y與 X間不存在影響 ，表現(xiàn)（ *）式 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù) α與（ **）式 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù) λ在統(tǒng)計(jì)上整體均顯著為零； ?格蘭杰檢驗(yàn)是通過受約束的 F檢驗(yàn) 完成的。不同的滯后期可能會(huì)得到完全不同的檢驗(yàn)結(jié)果。 表 5 . 2 . 3 中國(guó) G D P 與消費(fèi)支出（億元） 年份 人均居民消費(fèi) CONS P 人均 GD P GDPP 年份 人均居民消費(fèi) CONS P 人均 GD P GDPP 1978 1990 18319. 5 1979 1991 10315. 9 21280. 4 1980 1992 12459. 8 25863. 7 1981 1993 15682. 4 34500. 7 1982 1994 20809. 8 46690. 7 1983 1995 26944. 5 58510. 5 1984 1996 32152. 3 68330. 4 1985 4589 1997 34854. 6 74894. 2 1986 5175 10132. 8 1998 36921. 1 79003. 3 1987 11784. 7 1999 39334. 4 82673. 1 1988 14704. 0 2021 42911. 9 89112. 5 1989 16466. 0 取兩階滯后， Eviews給出的估計(jì)結(jié)果為： P ai r wis e G r an ger Ca us al i t y T es ts S am pl e: 1 978 200 0 Lags : 2 Nul l H y p othes i s : O bs F S tati s t i c P r oba bi l i t y G DP doe s n ot G r an ger C aus e CO N S 21 49 08 CO NS doe s n ot G r an ger Caus e G D P 25 50 判斷： ?=5%，臨界值 (2,17)= ? 拒絕“ GDP不是 CONS的格蘭杰原因”的假設(shè)，而接受“ CONS不是 GDP的格蘭杰原因”的假設(shè)。 分析：
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