計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)-滯后變量模型(ppt48)-經(jīng)濟(jì)學(xué)科-wenkub.com
2025-07-30 20:58 本頁面
【正文】 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 。 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)。 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(shí)很敏感。 ? 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？ 即 :主要是一個(gè)變量過去的行為在影響另一個(gè)變量的當(dāng)前行為呢？還是雙方的過去行為在相互影響著對方的當(dāng)前行為？ 來自 中國最大的資料庫下載 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（ Granger test of causality） 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??? ??? ???? ??(*) 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。 注意： 來自 中國最大的資料庫下載 例 建立中國長期貨幣流通量需求模型 經(jīng)驗(yàn)表明：中國改革開放以來，對 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)。 來自 中國最大的資料庫下載 （ 2）普通最小二乘法 若滯后被解釋變量 Yt1與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) ?t同期無關(guān)（如局部調(diào)整模型），可直接使用 OLS法進(jìn)行估計(jì)，得到一致估計(jì)量。 因此，對上述模型，通常采用工具變量法，即尋找一個(gè)新的經(jīng)濟(jì)變量 Zt，用來代替 Yt1。 來自 中國最大的資料庫下載 )( 11 ?? ??? tettt YYYY ?或： 1)1( ???? tett YYY ??(*) 其中， ?為 調(diào)整系數(shù) ， 0? ? ?1 將 (*)式代入 ttet XY ??? ??? 10 得 tttt YXY ??????? ????? ? 110 )1(可見， 局部調(diào)整模型 轉(zhuǎn)化為 自回歸模型 儲(chǔ)備按預(yù)定水平逐步進(jìn)行調(diào)整，故有如下 局部調(diào)整假設(shè) ： 來自 中國最大的資料庫下載 自回歸模型的參數(shù)估計(jì) 0),c o v ( 1 ?? tt vY 0),c o v ( 1 ??tt vv 考伊克模型： 對于自回歸模型 tqiititt YXY ???? ???? ???110估計(jì)時(shí)的主要問題 ： 滯后被解釋變量的存在可能導(dǎo)致它與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)出現(xiàn)序列相關(guān)性。 ? 例如 ，企業(yè)為了保證生產(chǎn)和銷售，必須保持一定的原材料儲(chǔ)備。 因此， 自適應(yīng)預(yù)期模型 最初表現(xiàn)形式是 tett XY ??? ??? 10來自 中國最大的資料庫下載 由于預(yù)期變量是不可實(shí)際觀測的，往往作如下自適應(yīng)預(yù)期假定 : )( 11 ettetet XXrXX ?? ??? 其中： r為 預(yù)期系數(shù) （ coefficient of expectation） , 0?r ?1。 ? 事實(shí)上， 許多滯后變量模型都可
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