滯后變量模型ppt課件(參考版)
2025-05-04 08:38本頁(yè)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 。 但在 2階滯后時(shí)，檢驗(yàn)的模型存在 1階自相關(guān)性。 表 5 . 2 . 3 中國(guó) 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 18319. 5 1979 1991 10315. 9 21280. 4 1980 1992 12459. 8 25863. 7 1981 1993 15682. 4 34500. 7 1982 1994 20809. 8 46690. 7 1983 1995 26944. 5 58510. 5 1984 1996 32152. 3 68330. 4 1985 4589 1997 34854. 6 74894. 2 1986 5175 10132. 8 1998 36921. 1 79003. 3 1987 11784. 7 1999 39334. 4 82673. 1 1988 14704. 0 2022 42911. 9 89112. 5 1989 16466. 0 取兩階滯后， Eviews給出的估計(jì)結(jié)果為： P a i r w i se Gra n g e r C a u sa l i t y T e sts S a m p l e : 1 9 7 8 2 0 0 0 L a g s: 2 N u l l H y p o t h e s i s: Ob s F S t a t i st i c P ro b a b i l i t y GD P d o e s n o t Gra n g e r C a u se C ON S 21 4 . 2 9 7 4 9 0 . 0 3 2 0 8 C ON S d o e s n o t Gra n g e r C a u se GD P 1 . 8 2 3 2 5 0 . 1 9 3 5 0 判斷： ?=5%，臨界值 F(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， 一般而言 ，常進(jìn)行不同滯后期長(zhǎng)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(zhǎng)度來(lái)選取滯后期。 注意： 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 對(duì)于滯后期長(zhǎng)度的選擇有時(shí)很敏感。如 : titmiimiitit YXY 111??? ??? ???? ??針對(duì) 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(wú)約束回歸模型的待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。 ? 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(wèn)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(guò)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(guò)去行為在相互影響著對(duì)方的當(dāng)前行為？ 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（ Granger test of causality） 對(duì)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(duì) 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(duì) 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； （ 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。 但 LM=， ?=5%下，臨界值 ?2(1)=， 判斷： 模型已不存在一階自相關(guān)。 注意： 例 建立中國(guó)長(zhǎng)期貨幣流通量需求模型 經(jīng)驗(yàn)表明：中國(guó)改革開放以來(lái)，對(duì) 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)。 事實(shí)上，對(duì)于自回歸模型， ?t項(xiàng)的自相關(guān)問(wèn)題始終存在，對(duì)于此問(wèn)題，至今沒有完全有效的解決方法。 （ 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(wú)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。 對(duì)于一階自回歸模型 tttt YXY ???? ???? ? 1210 在實(shí)際估計(jì)中，一般用 X的若干滯后的線性組合作為 Yt1的工具變量 : ststtt XXXY ???? ????? ???? ?221101? 由于原模型已假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) ?t與解釋變量 X及其滯后項(xiàng)不存在相關(guān)性，因此上
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