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滯后變量模型ppt課件(完整版)

  

【正文】 XXXYYYY ???????? ?????????? ????? ?? 11022110( 1)分布滯后模型( distributedlag model) ? 模型中沒(méi)有滯后被解釋變量, 僅有解釋變量 X的當(dāng)期值及其若干期的滯后值: titisit XY ??? ??? ???0◎ ?0: 短期 (shortrun)或 即期乘數(shù) (impact multiplier), 表示 本期 X變化一單位對(duì) Y平均值的影響程度 。 例:投資者對(duì)利率調(diào)整的反應(yīng)有多快? 企業(yè)對(duì)營(yíng)銷策略的調(diào)整需要滯后多長(zhǎng)時(shí)間才能產(chǎn)生影響? 二、分布滯后模型的參數(shù)估計(jì) ?基本思想在于對(duì)滯后變量進(jìn)行加權(quán),合成新的變量 ? 無(wú)限期的分布滯后模型 ,由于樣本觀測(cè)值的有限性,使得無(wú)法直接對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。 ◎ 如滯后期為 3, 指定相等權(quán)數(shù)為 1/4, 則新的線性組合變量為: B、矩型: 3212 41414141??? ???? ttttt XXXXW◎ 認(rèn)為 權(quán)數(shù)先遞增后遞減 呈倒 “ V” 型 ( 或 A型 ) 。 ? 使用阿爾蒙法需要事先確定兩個(gè)問(wèn)題: ■ 滯后期長(zhǎng)度 s:經(jīng)濟(jì)理論、實(shí)際經(jīng)驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) ■ 多項(xiàng)式次數(shù) m:主觀確定 ? 需注意的是,在實(shí)際估計(jì)中,阿爾蒙多項(xiàng)式的階數(shù) m一般取 2或 3,不超過(guò) 4,否則達(dá)不到減少變量個(gè)數(shù)的目的。 這些新問(wèn)題需要進(jìn)一步解決。常用的假定之一是: 自適應(yīng)預(yù)期假定( AE假設(shè)): 經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體會(huì)根據(jù)自己過(guò)去在作預(yù)期時(shí)所犯錯(cuò)誤的程度來(lái)修正其以后每一時(shí)期的預(yù)期 。對(duì)應(yīng)于一定的經(jīng)濟(jì)總量水平,存在著一個(gè)預(yù)期的最佳貨幣供給量 上述例子說(shuō)明: 解釋變量的現(xiàn)值影響著因變量的預(yù)期值 ,即有: ttet XY ??? ??? 10? Yte同樣不可觀測(cè)。 ◎ 對(duì)于隨機(jī)解釋變量與誤差項(xiàng)的同期相關(guān)問(wèn)題,可以采用 工具變量法 ◎ 對(duì)于隨機(jī)誤差項(xiàng)之間的序列相關(guān)問(wèn)題,可以采用 廣義差分法 ? 以一階自回歸模型為例說(shuō)明 : (1) 工具變量法 ? 若 Yt1與 ?t同期相關(guān),則 OLS估計(jì)是有偏的,并且不是一致估計(jì)。唯一可做的,就是盡可能地建立“正確”的模型,以使序列相關(guān)性的程度減輕。 一般地,如果 X是 Y的格蘭杰原因,則 X的變化應(yīng)先于 Y的變化,因此,在做 Y對(duì)其它變量(包括自身過(guò)去值)的回歸時(shí),如果 把 X的過(guò)去或滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著改善對(duì) Y的預(yù)測(cè),則可以認(rèn)為 X是 Y的格蘭杰原因。 例 檢驗(yàn) 1978~2021年間中國(guó)當(dāng)年價(jià) GDP與居民消費(fèi) CONS的因果關(guān)系。 因此,從 2階滯后的情況看, GDP的增長(zhǎng)是居民消費(fèi)增長(zhǎng)的原因,而不是相反。 titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??如 :針對(duì) 中 X滯后項(xiàng)前的參數(shù) α整體為零 的假設(shè) (X不是 Y的格蘭杰原因 ) 分別做包含與不包含 X滯后項(xiàng)的回歸,記前者與后者的殘差平方和分別為 RSSU、 RSSR;再計(jì)算 F統(tǒng)計(jì)量: )/(/)(knR SSmR SSR SSFUUR???k為無(wú)約束回歸模型的待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。 長(zhǎng)期貨幣流通量模型 可設(shè)定為 tttet PXY ???? ???? 210由于長(zhǎng)期貨幣流通需求量不可觀測(cè),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(guó)貨幣流通量、貸款額、居民消費(fèi)價(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù) P 貸款額 X 年度 貸幣流 通量 Y 民民消費(fèi)價(jià)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(duì) 局部調(diào)整模型 運(yùn)用 OLS法估計(jì)結(jié)果如下 15 6 3 7 1 7 0 0 ?????? tttt YPXY ( ) () () () 最后得到 長(zhǎng)期貨幣流通需求模型 的估計(jì)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?)。 ? 由此得到的 參數(shù)估計(jì)量具有一致性 。例如由于生產(chǎn)條件的波動(dòng),生產(chǎn)管理方面的原因,庫(kù)存儲(chǔ)備 Yt的實(shí)際變化量只是預(yù)期變化的一部分。 11()e e et t t tX X X X???? ? ??這個(gè)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? ? ? ? ? ? ?? ? ?? ? ? ? ? ? ?(*) (**)
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