freepeople性欧美熟妇, 色戒完整版无删减158分钟hd, 无码精品国产vα在线观看DVD, 丰满少妇伦精品无码专区在线观看,艾栗栗与纹身男宾馆3p50分钟,国产AV片在线观看,黑人与美女高潮,18岁女RAPPERDISSSUBS,国产手机在机看影片

正文內(nèi)容

經(jīng)典單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型:專門問(wèn)題-文庫(kù)吧資料

2025-05-22 23:26本頁(yè)面
  

【正文】 611 56. 6 1985 1997 101 77. 6 749 14. 1 1986 107 1998 112 04. 2 865 24. 1 1987 1999 134 55. 5 98 .7 937 34. 3 1988 105 51. 3 2021 146 52. 7 993 71. 1 1989 143 60. 1 對(duì) 局部調(diào)整模型: 運(yùn)用 OLS法估計(jì)結(jié)果如下: ?????? tttt YPXY ( ) () () () ttttt YPXY ????????? ?????? ? 1210 )1(最后得到長(zhǎng)期貨幣流通需求模型的估計(jì)式: ttet PXY ????注意: ? 盡管 .=,但不能據(jù)此判斷自回歸模型不存在自相關(guān) (Why?)。唯一可做的,就是盡可能地建立“正確”的模型,以使序列相關(guān)性的程度減輕。 上述工具變量法只解決了解釋變量與 ?t相關(guān)對(duì)參數(shù)估計(jì)所造成的影響,但沒有解決 ?t的自相關(guān)問(wèn)題。 一個(gè)更簡(jiǎn)單的情形是直接用 Xt1作為 Yt1的工具變量。 參數(shù)估計(jì)量具有一致性 。 以一階自回歸模型為例說(shuō)明 : 0),c o v ( 1 ??tt vv顯然存在: 0),c o v ( 1 ?? tt vY (1) 工具變量法 若 Yt1與 ?t同期相關(guān),則 OLS估計(jì)是有偏的,并且不是一致估計(jì)。 tttt vYXY ????? ? 10)1( ????1??? tttv ??? 自適應(yīng)預(yù)期模型: tttt vYrrXrY ????? ? 110 )1(??1)1( ???? ttt rv ?? 局部調(diào)整模型: tttt YXY ??????? ????? ? 110 )1(存在:滯后被解釋變量 Yt1與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) ??t的異期相關(guān)性。由于生產(chǎn)條件的波動(dòng),生產(chǎn)管理方面的原因,庫(kù)存儲(chǔ)備 Yt的實(shí)際變化量只是預(yù)期變化的一部分。對(duì)應(yīng)于一定的產(chǎn)量或銷售量Xt,存在著預(yù)期的最佳庫(kù)存 Yte。 tettt XrrXY ??? ????? ? ])1([ 110(*) ( 2)局部調(diào)整 (Partial Adjustment)模型 ? 局部調(diào)整模型主要是用來(lái)研究物資儲(chǔ)備問(wèn)題的。 該式的經(jīng)濟(jì)含義為: “ 經(jīng)濟(jì)行為者將根據(jù)過(guò)去的經(jīng)驗(yàn)修改他們的預(yù)期 ” ,即本期預(yù)期值的形成是一個(gè)逐步調(diào)整過(guò)程, 本期預(yù)期值的增量是本期實(shí)際值與前一期預(yù)期值之差的一部分 ,其比例為 r 。 例如 ,家庭本期消費(fèi)水平,取決于本期收入的預(yù)期值; 市場(chǎng)上某種商品供求量,決定于本期該商品價(jià)格的均衡值。 ? 以 適應(yīng)預(yù)期模型 以及 局部調(diào)整模型 為例進(jìn)行說(shuō)明。 三、自回歸模型的參數(shù)估計(jì) ? 一個(gè)無(wú)限期分布滯后模型可以通過(guò)科伊克變換轉(zhuǎn)化為 自回歸模型 。 但科伊克變換也同時(shí)產(chǎn)生了兩個(gè)新問(wèn)題: ( 1)模型存在隨機(jī)項(xiàng)和 vt的一階自相關(guān)性; ( 2)滯后被解釋變量 Yt1與隨機(jī)項(xiàng) vt不獨(dú)立。 對(duì)于無(wú)限分布滯后模型: tiitit XY ??? ??? ????0 科伊克變換假設(shè) ?i隨滯后期 i按幾何級(jí)數(shù)衰減: ii ??? 0?其中, 0?1,稱為分布滯后衰減率, 1?稱為調(diào)整速率 ( Speed of adjustment)。 tttt WWWY 210 ???? ( )( ) ( ) ( ) 經(jīng)過(guò)試算發(fā)現(xiàn),在 2階阿爾蒙多項(xiàng)式變換下,滯后期數(shù)取到第 6期,估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義比較合理。 例 表 電力基本建設(shè)投資 X與 發(fā)電量 Y的相關(guān)資料,擬建立一多項(xiàng)式分布滯后模型來(lái)考察兩者的關(guān)系。阿爾蒙變換要求先驗(yàn)地確定適當(dāng)階數(shù) k,例如取 k=2,得: 22121)1()1()1( ?????? ??iiikkki ????( *) 將 (*)代入 分布滯后模型: titkkksit XiY ??? ???? ????? 210))1((tsitsiit XiXi ???? ?????? ??????022201 )1()1(titisit XY ??? ??? ???0得: 定義新變量 ?????siitt XiW01 )1( ?????siitt XiW022 )1(將原模型轉(zhuǎn)換為: tttt WWY ???? ???? 2211第二步,模型的 OLS估計(jì) 對(duì)變換后的模型進(jìn)行 OLS估計(jì),得: 再計(jì)算出 : 21 ?,?,? ???s??? ?,?,? 21 ? 求出滯后分布模型參數(shù)的估計(jì)值 : 22121)1()1()1( ?????? ??iiikkki ???? 由于 m+1s,可以認(rèn)為原模型存在的自由度不足和多重共線性問(wèn)題已得到改善。 ( 2)阿爾蒙(A lmon)多項(xiàng)式法 主要思想: 針對(duì)有限滯后期模型,通過(guò)阿爾蒙變換,定義新變量,以減少解釋變量個(gè)數(shù),然后用 OLS法估計(jì)參數(shù)。 如滯后期為 4, 權(quán)數(shù)可取為 1/6, 1/4, 1/2, 1/3, 1/5 則新變量為 ? 倒 V型 43213 5131214161???? ????? tttttt XXXXXW例 對(duì)一個(gè)分布滯后模型: tttttt XXXXY ?????? ?????? ??? 33221100給定遞減權(quán)數(shù): 1/2, 1/4, 1/6, 1/8 令 3211 81614121??? ???? ttttt XXXXW原模型變?yōu)椋? ttt WY ??? ??? 110該模型可用 OLS法估計(jì)。 如滯后期為 3, 指定相等權(quán)數(shù)為 1/4, 則新的線性組合變量為: ? 矩型 : 3212 41414141??? ???? ttttt XXXXW則新的線性組合變量為: 3211 81614121??? ???? ttttt XXXXW 權(quán)數(shù)先遞增后遞減 呈倒 “ V‖型 。 如消費(fèi)函數(shù)中 , 收入的近期值對(duì)消費(fèi)的影響作用顯然大于遠(yuǎn)期值的影響 。 (1)經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法 根據(jù)實(shí)際問(wèn)題的特點(diǎn) 、 實(shí)際經(jīng)驗(yàn)給各滯后變量指定權(quán)數(shù) , 滯后變量按權(quán)數(shù)線性組合 , 構(gòu)成新的變量 。 2. 分布滯后模型的修正估計(jì)方法 人們提出了一系列的修正估計(jì)方法,但并不很完善。 自回歸模型 : 模型中的解釋變量?jī)H包含 X的當(dāng)期值與被解釋變量 Y的一個(gè)或多個(gè)滯后值 tqiititt YXY ???? ???? ???110二、分布滯后模型的參數(shù)估計(jì) 無(wú)限期的分布滯后模型 ,由于樣本觀測(cè)值的有限性,使得無(wú)法直接對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。 如果各期的 X值保持不變 , 則 X與 Y間的長(zhǎng)期或均衡關(guān)系即為 : ??sii0?稱為 長(zhǎng)期 ( longrun) 或 均衡乘數(shù) ( total distributedlag multiplier) , 表示 X變動(dòng)一個(gè)單位,由于滯后效應(yīng)而形成的對(duì) Y平均值總影響的大小。 有限自回歸分布滯后模型: 滯后期長(zhǎng)度有限 無(wú)限自回歸分布滯后模型: 滯后期無(wú)限 ( 1)分布滯后模型 ( distributedlag model) 分布滯后模型: 模型中沒有滯后被解釋變量,僅有解釋變量 X的當(dāng)期值及其若干期的滯后值: titisit XY ??? ??? ???0 ?0 : 短期 (shortrun) 或 即期乘數(shù) (impact multiplier), 表示本期 X變化一單位 對(duì) Y平均值的影響程度 。 2. 滯后變量模型 以滯后變量作為解釋變量,就得到 滯后變量模型 。 2. 技術(shù)原因 : 如當(dāng)年的產(chǎn)出在某種程度上依賴于過(guò)去若干期內(nèi)投資形成的固定資產(chǎn) 。 如: 消費(fèi)函數(shù) 通常認(rèn)為 , 本期的消費(fèi)除了受本期的收入影響之外 , 還受前 1期 , 或前 2期收入的影響: Ct=?0+?1Yt+?2Yt1+?3Yt2+?t Yt1, Yt2為 滯后變量 。 1. 滯后效應(yīng)與與產(chǎn)生滯后效應(yīng)的原因 因變量受到自身或另一解釋變量的前幾期值影響的現(xiàn)象稱為 滯后效應(yīng)。 滯后變量模型考慮了時(shí)間因素的作用,使靜態(tài)分析的問(wèn)題有可能成為動(dòng)態(tài)分析。 某些經(jīng)濟(jì)變量不僅受到同期各種因素的影響 , 而且也受到過(guò)去某些時(shí)期的各種因素甚至自身的過(guò)去值的影響 。 ?????????????????????000110010110001010010010100011)(616515414313212111kkkkkkXXXXXXXXXXXX??????DX,???????????????k????10β???????????????4321????α167。 已知冷飲的銷售量 Y除受 k種定量變量 Xk的影響外,還受春、夏、秋、冬四季變化的影響,要考察該四季的影響,只需引入三個(gè)虛擬變量即可: ????011tD 其他春季????012tD 其他夏季????013tD其他秋季則冷飲銷售量的模型為: 在上述模型中,若再引入第四個(gè)虛擬變量: ttttktktt DDDXXY ??????? ??????? 332211110 ?????014tD 其他冬季則冷飲銷售模型變量為: tttttktktt DDDDXXY ???????? ???????? 44332211110 ?其矩陣形式為: μαβD)(X ,Y ?????????? 如果只取六個(gè)觀測(cè)值,其中春季與夏季取了兩次,秋、冬各取到一次觀測(cè)值,則式中的: 顯然, (X,D)中的第 1列可表示成后 4列的線性組合,從而 (X,D)不滿秩,參數(shù)無(wú)法唯一求出。 ????01tD **tttt??則進(jìn)口消費(fèi)品的回歸模型可建立如下: tttttt DXXXY ???? ????? )( *210 這時(shí),可以 t*=1979年為轉(zhuǎn)折期,以 1979年的國(guó)民收入 Xt*為臨界值,設(shè)如下虛擬變量: OLS法得到該模型的回歸方程為: 則兩時(shí)期進(jìn)口消費(fèi)品函數(shù)分別為: ttttt DXXXY )(???? *210 ???? ???當(dāng) tt*=1979年, tt XY 10 ??? ?? ??當(dāng) t?t*=1979年, tit XXY )??()??(? 21*20 ???? ????三、虛擬變量的設(shè)置原則 虛擬變量的個(gè)數(shù)須按以下原則確定: 每一定性變量所需的虛擬變量個(gè)數(shù)要比該定性變量的類別數(shù)少 1,即如果有 m個(gè)定性變量,只在模型中引入 m1個(gè)虛擬變量。 ? 具體的回歸結(jié)果為: () () () () 由 ?3與 ?4的 t檢驗(yàn)可知:參數(shù)顯著地不等于 0,強(qiáng)烈示出兩個(gè)時(shí)期的回歸是相異的, 儲(chǔ)蓄函數(shù)分別為: 1990年前: 1990年后: iiiii XDDXY 4 7 6 3 8 0 28 8 8 5 4 5 2? ?????2R = ii XY 4 1 1 6 4 9? ???ii XY 8 8 8 5 4 5 2? ???3. 臨界指標(biāo)的虛擬變量的引入 在經(jīng)濟(jì)發(fā)生轉(zhuǎn)折時(shí)期 , 可通過(guò)建立臨界指標(biāo)的虛擬變量模型來(lái)反映 。 將 n1與 n2次觀察值合并,并用以估計(jì)以下回歸: iiii
點(diǎn)擊復(fù)制文檔內(nèi)容
范文總結(jié)相關(guān)推薦
文庫(kù)吧 www.dybbs8.com
備案圖鄂ICP備17016276號(hào)-1