滯后變量模型ppt課件-免費(fèi)閱讀
【正文】 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)。 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。 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(lái)，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)。 ? 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(lái)代替 Yt1。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 。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。 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(wú)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 。 ? Eviews提供實(shí)現(xiàn)上述方法的估計(jì)命令： LS Y C PDL(X1， s1， m1) PDL(X2， s2， m2) …… 【 例 】 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(lái)考察兩者的關(guān)系。 ◎ 如在一個(gè)較長(zhǎng)建設(shè)周期的投資中 ， 歷年投資 X為產(chǎn)出 Y的影響 ， 往往在周期期中投資對(duì)本期產(chǎn)出貢獻(xiàn)最大 。 ? 有限期的分布滯后模型 ， OLS會(huì)遇到如下問題： ◎ 沒有先驗(yàn)準(zhǔn)則確定滯后期長(zhǎng)度； ◎ 如果滯后期較長(zhǎng) ， 將缺乏足夠的自由度進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)； ◎同名變量滯后值之間可能存在高度線性相關(guān)，即模型存在高度的多重共線性。 ◎ ?i (i=1,2…,s) ： 動(dòng)態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù) ，表示各 滯后期 X的變動(dòng)對(duì) Y平均值影響的大小。 滯后變量模型 一、滯后變量模型 二、分布滯后模型的參數(shù)估計(jì) 三、自回歸模型的參數(shù)估計(jì) 四、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 一、滯后變量模型 ?模型中的解釋變量中包含有解釋變量或者被解釋變量的滯后項(xiàng) 滯后效應(yīng)及其原因 ? 在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，廣泛存在 時(shí)間滯后效應(yīng) ：某些經(jīng)濟(jì)變量不僅受到同期各種因素的影響，而且也受到過去某些時(shí)期的各種因素甚至自身的過去值的影響。 ? 滯后變量既可以是解釋變量的滯后項(xiàng) ， 也可以是被解釋變量的滯后項(xiàng) ? 滯后變量模型考慮了時(shí)間因素的作用 ， 使靜態(tài)分析的問題有可能成為動(dòng)態(tài)分析 。動(dòng)態(tài)模型（時(shí)間序列模型）已經(jīng)成為現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要內(nèi)容之一。 權(quán)數(shù)的類型有遞減 、 矩型 、 倒 V型等 。阿爾蒙變換要求先驗(yàn)地確定適當(dāng)階數(shù) k。 對(duì)于無(wú)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(wú)限分布滯后模型，得 tiitit XY ???? ??? ????00滯后一期并乘以 ? ，得 (*) 1101 ??? ??
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