【正文】 12021078 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00Y X P運(yùn)用 OLS法估計(jì)結(jié)果如下 ?????? tttt YPXY （ ） () () () 由 得 0 . 5 6 3 8?1 ?）（ ? 0 .4 3 6 2? ?? 最后得到長期貨幣流通需求模型的估計(jì)式： ttet PXY ????案例 中國長期貨幣流通量需求模型 自回歸模型的參數(shù)估計(jì)存在的主要問題 考伊克模型： ◆ 滯后被解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng) 同期相關(guān) ，同時(shí) 隨 機(jī)干擾項(xiàng)自相關(guān) ； tttt vYXY ????? ? 10)1( ????1??? tttv ???0),c o v ( 1 ?? tt vY 0),c o v ( 1 ??tt vv 自適應(yīng)預(yù)期模型： tttt vYrrXrY ????? ? 110 )1(??1)1( ???? ttt rv ??顯然存在： 解決方法： 工具變量法 tett XY ??? ??? 10工具變量法 假設(shè) Yt1與 ?t同期相關(guān)，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。 對于一階自回歸模型 tttt YXY ???? ???? ? 1210 在實(shí)際估計(jì)中，一般用 X的若干期滯后的線性組合作為 Yt1的工具變量 : ststtt XXXY ???? ????? ???? ?221101?適用范圍： 滯后被解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng) 同期相關(guān) 同時(shí) 隨機(jī)干擾項(xiàng)自相關(guān) ； 案例 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資和商品銷售量之間關(guān)系 經(jīng)驗(yàn)表明，制造業(yè)廠房設(shè)備投資更容易受本期商品銷售量預(yù)期的影響，建立模型： tett XY ??? ??? 10 由于商品銷售量預(yù)期是不可觀測指標(biāo)，將上述模型用自適應(yīng)預(yù)期公式進(jìn)行調(diào)整，得到： tttt vYrrXrY ????? ? 110 )1(??1)1( ???? ttt rv ??05010015020025070 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90X Y案例 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資和商品銷售量之間關(guān)系 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資 Y和商品銷售量 X趨勢圖 案例 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資和商品銷售量之間關(guān)系 由于上述模型存在隨機(jī)解釋變量，并且其與隨機(jī)干擾項(xiàng)同期相關(guān)，選擇 新的經(jīng)濟(jì)變量 Zt用來代替 Yt1。 首先做 Y關(guān)于 X及其滯后變量的回歸，得到 Y的估計(jì)量 LS Y C X X(1) X(2)。 然后利用估計(jì)的結(jié)果產(chǎn)生新變量 ，用 作為工具變量代替 。 但是發(fā)現(xiàn)模型存在兩階自相關(guān)，因此用迭代法： LS Y C X Z(1) AR(1) AR(2) 得到下列結(jié)果： yz ?? 11 ? ?? ? tt yz 1?ty案例 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資和商品銷售量之間關(guān)系 上述估計(jì)結(jié)果為 （ ） () () 由 得 0 .2 8?1 ?）（ r ?r 最后得到美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資回歸方程 為： 案例 美國制造業(yè)固定廠房設(shè)備投資和商品銷售量之間關(guān)系 )1( ????? ZXYetXY 8 4 ???格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) ? 自回歸分布滯后模型旨在揭示：某變量的變化受其自身及其他變量過去行為的影響。 ? 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？這樣的檢驗(yàn)被稱為 “格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?！? 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 對兩變量 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??? ??? ???? ??(**) 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)整體不為零，而 Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零； （ 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)整體不為零，而 X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零； (**)式 (*)式 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) （ 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。如針對 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??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 、 ；再計(jì)算 F統(tǒng)計(jì)量： RRSSURSSF統(tǒng)計(jì)量為： 如果 : FF?(m,nk) ，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為 X是 Y的格蘭杰原因 。 )/(/)(knR S SmR S SR S SFUUR???m: 為 X滯后項(xiàng)的個(gè)數(shù)； k為無約束回歸模型的待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 案例 中國當(dāng)年價(jià) GDP與居民消費(fèi)的因果關(guān)系 以中國 19782021年當(dāng)年甲 GDP和居民消費(fèi) CONS數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)兩者的因果關(guān)系。 取 GDP和 CONS的 2階 滯后， Eviews給出的趨勢圖為： 02 0 0 0 04 0 0 0 06 0 0 0 08 0 0 0 01 0 0 0 0 078 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00C O N S G D P 案例 中國當(dāng)年價(jià) GDP與居民消費(fèi)的因果關(guān)系 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，居民消費(fèi)增長不是 GDP增長的原因。 P a i r wi s e Gran g e r Ca u s a l i t y T e s ts S a m p l e : 1 9 7 8 2 0 0 0 L a g s : 2 Nu l l H y p o th e s i s : Ob s F S ta ti s t i c P rob a b i l i t y GDP d o e s n o t Gr a n g e r C a u s e C ON S 21 4 .2 9 7 4 9 0 .0 3 2 0 8 CONS d o e s n o t Gr a n g e r Ca u s e GD P 1 .8 2 3 2 5 0 .1 9 3 5 0 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 97 32 09 16 .08 拒絕 C O N S ? ???G D P 23 94 08 17 .86 不拒絕 3 GDP ? ???C O N S 10 .21 9 0. 001 10 15 .14 拒絕 C O N S? ???G D P 96 91 91 17 .14 不拒絕 4 GDP? ???C O N S 19 .64 3 10E 04 10 14 .70 拒絕 C O N S? ???G D P 47 15 27 16 .42 拒絕 5 GDP? ???C O N S 10 .32 1 04 64 14 .72 拒絕 C O N S? ???G D P 85 28 74 16 .30 拒絕 6 GDP? ???C O N S 05 78 22 14 .99 不拒絕 C O N S? ???G D P 73 34 00 16 .05 拒絕 案例 中國當(dāng)年價(jià) GDP與居民消費(fèi)的因果關(guān)系。 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(shí)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(shí) 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： 案例 中國當(dāng)年價(jià) GDP與居民消費(fèi)的因果關(guān)系。