計量經濟學-滯后變量模型(ppt48)-經濟學科-資料下載頁
2025-08-04 20:58本頁面
【導讀】在經濟運行過程中，廣泛存在時間滯后效應。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。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行估計。關，即模型存在高度的多重共線性。權數(shù)據(jù)的類型有：。用顯然大于遠期值的影響。權數(shù)先遞增后遞減呈倒“V”型。本期產出貢獻最大。假如參數(shù)估計結果為。多選幾組權數(shù)，分別估計出幾個模型，然后根據(jù)常用的統(tǒng)計檢驗（Ｒ方檢驗，用OLS法估計參數(shù)。
【正文】 imiitit YXY 111??? ??? ???? ??(*) titmi imi ititXYX 211??? ??? ??? ??? (**) 可能存在有四種檢驗結果： （ 1） X對 Y有單向影響 ，表現(xiàn)為（ *）式 X各滯后項前的參數(shù)整體為零，而 Y各滯后項前的參數(shù)整體不為零； （ 2） Y對 X有單向影響 ，表現(xiàn)為（ **）式 Y各滯后項前的參數(shù)整體為零，而 X各滯后項前的參數(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各滯后項前的參數(shù)整體為零。 格蘭杰檢驗是通過受約束的 F檢驗 完成的。如 : titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??針對 中 X滯后項前的參數(shù)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 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，認為 X是 Y的格蘭杰原因 。 注意： 格蘭杰因果關系檢驗 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結果。 因此， 一般而言 ，常進行不同滯后期長度的檢驗，以檢驗模型中隨機誤差項不存在序列相關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 1978~2020年間中國當年價 GDP與居民消費 CONS的因果關系。 表 5 . 2 . 3 中國 G D P 與消費支出（億元） 年份 人均居民消費 CONS P 人均 GD P GDPP 年份 人均居民消費 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給出的估計結果為： 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，不拒絕“ CONS不是 GDP的格蘭杰原因”的假設。 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。 但在 2階滯后時，檢驗的模型存在 1階自相關性。 來自 中國最大的資料庫下載 表 5 .2. 4 格蘭杰因果關系檢驗 滯后長度 格蘭杰因果性 F 值 P 值 LM 值 A I C 值 結論 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階自相關性 ， 而且也擁有較小的 AIC值 ， 這時 判斷結果 是 :GDP與 CONS有雙向的格蘭杰因果關系 ，即相互影響 。 分析：
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