時間序列分析下09統(tǒng)計學(xué)(參考版)
2025-05-18 22:00本頁面
【正文】 第二 ， 可能還有 x以外的其它變量也是引起 y變化的原因 ，同時該變量也與 x相關(guān)；解決的方法是在回歸模型中也引入這些變量的滯后值 。 ? ?29 四、使用格蘭杰檢驗時應(yīng)注意兩個問題 第一 ， 檢驗結(jié)果對滯后期長度的變化比較敏感 ， 即滯后期選擇的不同可能會得到不一致的檢驗結(jié)果 。 同理 ， 可以檢驗 “ y是否為 x的變化原因 ” ， 只是在模型I、 II中將 y換成 x， x換成 y即可 。 ② 假設(shè) H0:b1=b2=… =bk=0（ x y） ， 為檢驗該假設(shè) ，構(gòu)造統(tǒng)計量： ?),(~)/(/)( ksnkFksnR S SkR S SR S SFIIII ??????27 ③ 對于給定的顯著水平 α，若 FFα，則拒絕原假設(shè) H0，即x是引起 y變化的原因（ x y）。如果添加 x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則 稱 x不是 y的原因 ， 記為 x y。 一 、 格蘭杰檢驗的原理 Granger對因果關(guān)系的定義：如果 x是引起 y變化的原因 ， 則 x應(yīng)該有助于預(yù)測 y， 即在 y關(guān)于 y過去值的回歸中 ， 添加 x的過去值作為獨(dú)立的解釋變量 ， 應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力 。 tC??23 時間序列的回歸：小結(jié) 平穩(wěn) OLS 是 否 協(xié)整 (1)長期均衡關(guān)系： OLS (2)短期關(guān)系： ECM 是 否 偽回歸 24 三、因果關(guān)系檢驗 (格蘭杰（ Granger）檢驗 ) 當(dāng)兩個變量在時間上有先導(dǎo) —— 滯后關(guān)系時，能否從統(tǒng)計上考察這種關(guān)系是單向的還是雙向的？ 即 :主要是一個變量過去的行為在影響另一個變量的當(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？ 計量經(jīng)濟(jì)模型的一個基本特征就是： 所描述的經(jīng)濟(jì)關(guān)系是因果關(guān)系 。 ?tC22 第二步：估計誤差修正模型 ， 結(jié)果如下： = + Yt－ (7) (t:) () () (－ ) R2= DW= （ 7） 中的結(jié)果表明個人可支配收入 Yt的短期變動對私人消費(fèi)存在正向影響 。 20 Engle 和 Granger建議采用下述兩步方法估計方程 (4): 第一步：估計協(xié)整回歸方程 （ 即建立長期關(guān)系模型 ） Yt=β0+β1Xt+εt 得到協(xié)整向量的一致估計值 （ 1， － ， － ） ， 用它得出均衡誤差 εt的估計值 et= Yt－ － Xt 第二步：建立短期動態(tài)關(guān)系 ， 即誤差修正模型 ΔYt = 滯后的 （ ΔYt, ΔXt） +λet1+vt （ 5） ?0??1??1??0?誤差修正模型的估計：兩步法 21 例 2 估計某國私人消費(fèi)和個人可支配收入之間的誤差修正模型 。 由分布滯后模型 ttttt YXXY ????? ????? ?? 11210 (1)若 (t1)時刻 Y大于其長期均衡解 ?0+?1X， ecm為正，則(?ecm)為負(fù)，使得 ?Yt減少； (2)若 (t1)時刻 Y小于其長期均衡解 ?0+?1X ， ecm為負(fù)，則(?ecm)為正，使得 ?Yt增大。 ttttt XYXY ????? ????
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