計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)-滯后變量模型(ppt48)-經(jīng)濟(jì)學(xué)科-資料下載頁
2025-08-04 20:58本頁面
【導(dǎo)讀】在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，廣泛存在時間滯后效應(yīng)。的模型稱為滯后變量模型。分析的問題有可能成為動態(tài)分析。量的模型，又稱動態(tài)模型。期值影響的現(xiàn)象稱為滯后效應(yīng)。表示前幾期值的變量稱為滯后變量。不可能很快改變其生活方式。造成了它對社會購買力的影響具有滯后性。它的一般形式為：。lagmodel,ADL）：既含有Y對自身滯后變量的回歸，表示本期X變化一單位對Y平均值的影響程度。,s)：動態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù)，表示各。滯后期X的變動對Y平均值影響的大小。限性，使得無法直接對其進(jìn)行估計(jì)。關(guān)，即模型存在高度的多重共線性。權(quán)數(shù)據(jù)的類型有：。用顯然大于遠(yuǎn)期值的影響。權(quán)數(shù)先遞增后遞減呈倒“V”型。本期產(chǎn)出貢獻(xiàn)最大。假如參數(shù)估計(jì)結(jié)果為。多選幾組權(quán)數(shù)，分別估計(jì)出幾個模型，然后根據(jù)常用的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（Ｒ方檢驗(yàn)，用OLS法估計(jì)參數(shù)。
【正文】 imiitit YXY 111??? ??? ???? ??(*) titmi imi ititXYX 211??? ??? ??? ??? (**) 可能存在有四種檢驗(yàn)結(jié)果： （ 1） X對 Y有單向影響 ，表現(xiàn)為（ *）式 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零，而 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零； （ 2） Y對 X有單向影響 ，表現(xiàn)為（ **）式 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零，而 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零； 來自 中國最大的資料庫下載 （ 3） Y與 X間存在雙向影響 ，表現(xiàn)為 Y與 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零； （ 4） Y與 X間不存在影響 ，表現(xiàn)為 Y與 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零。 格蘭杰檢驗(yàn)是通過受約束的 F檢驗(yàn) 完成的。如 : titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??針對 中 X滯后項(xiàng)前的參數(shù)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 S SmR S SR S SFUUR???k為無約束回歸模型的待估參數(shù)的個數(shù)。 來自 中國最大的資料庫下載 如果 : FF?(m,nk) ，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為 X是 Y的格蘭杰原因 。 注意： 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 對于滯后期長度的選擇有時很敏感。不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗(yàn)結(jié)果。 因此， 一般而言 ，常進(jìn)行不同滯后期長度的檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭须S機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)的滯后期長度來選取滯后期。 來自 中國最大的資料庫下載 例 檢驗(yàn) 1978~2020年間中國當(dāng)年價 GDP與居民消費(fèi) CONS的因果關(guān)系。 表 5 . 2 . 3 中國 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 18 31 9. 5 1979 1991 10 31 5. 9 21 28 0. 4 1980 1992 12 45 9. 8 25 86 3. 7 1981 1993 15 68 2. 4 34 50 0. 7 1982 1994 20 80 9. 8 46 69 0. 7 1983 1995 26 94 4. 5 58510. 5 1984 1996 32 15 2. 3 68 33 0. 4 1985 4589 1997 34 85 4. 6 74 89 4. 2 1986 5175 10 13 2. 8 1998 36 92 1. 1 79 00 3. 3 1987 11 78 4. 7 1999 39 33 4. 4 82 67 3. 1 1988 14 70 4. 0 2020 42 91 1. 9 89 11 2. 5 1989 16 46 6. 0 來自 中國最大的資料庫下載 取兩階滯后， Eviews給出的估計(jì)結(jié)果為： Pai r wis e G r an ger Ca us al i t y T es ts Sam pl e: 1 978 200 0 Lags : 2 Null H y p othes i s : O bs F St ati s t i c Proba bi l i t y G DP does n ot G r an ger C aus e CO N S 21 49 08 CO NS does 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)，不拒絕“ CONS不是 GDP的格蘭杰原因”的假設(shè)。 因此，從 2階滯后的情況看， GDP的增長是居民消費(fèi)增長的原因，而不是相反。 但在 2階滯后時，檢驗(yàn)的模型存在 1階自相關(guān)性。 來自 中國最大的資料庫下載 表 5 .2. 4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 滯后長度 格蘭杰因果性 F 值 P 值 LM 值 A I C 值 結(jié)論 2 GDP ? ???C O N S 拒絕 C O N S ? ???G D P 不拒絕 3 GDP? ???C O N S 9 0. 001 拒絕 C O N S? ???G D P 不拒絕 4 GDP? ???C O N S 3 10E 04 10 拒絕 C O N S? ???G D P 拒絕 5 GDP? ???C O N S 1 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 來自 中國最大的資料庫下載 隨著滯后階數(shù)的增加 ， 拒絕 “ GDP是居民消費(fèi)CONS的原因 ” 的概率變大 ， 而拒絕 “ 居民消費(fèi)CONS是 GDP的原因 ” 的概率變小 。 如果同時考慮檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷男蛄邢嚓P(guān)性以及赤池信息準(zhǔn)則 ， 發(fā)現(xiàn)： 滯后 4階或 5階的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒痪哂?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 。 分析：
研究報告相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號-1