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時間序列分析下09統(tǒng)計學-在線瀏覽

2025-07-17 22:00本頁面
  

【正文】 . 10 25 4. 37 3. 59 3. 22 4. 92 4. 10 3. 71 5. 43 4. 56 4. 15 50 4. 12 3. 46 3. 13 4. 59 3. 92 3. 58 5. 02 4. 32 3. 98 100 4. 01 3. 39 3. 09 4. 44 3. 83 3. 51 4. 83 4. 21 3. 89 ∞ 3. 90 3. 33 3. 05 4. 30 3. 74 3. 45 4. 65 4. 10 3. 81 13 例 1 檢驗中國居民人均消費水平 CPC與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDPPC的協(xié)整關系。 14 二、 誤差修正模型( ECM) 協(xié)整分析中最重要的結(jié)果可能是所謂的 “ 格蘭杰代表定理 ” ( Granger representation theorem) 。 當然 , 在短期內(nèi) , 這些變量可以是不均衡的 , 擾動項是均衡誤差 εt。 ( 變量間這種長期的穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持 , 這種短期動態(tài)的調(diào)整過程就是誤差修正機制 , 它防止了變量間長期關系的偏差在規(guī)模上或數(shù)量上的擴大 )。 這一聯(lián)系兩變量的短期和長期行為的誤差修正模型由下式給出: 15 ΔYt = 滯后的( ΔYt, ΔXt) +λεt1 + vt ( 4) - 1< λ< 0 其中 Yt~ I(1), Xt~ I(1) Yt , Xt~ CI (1, 1) εt= Yt- β0- β1Xt~ I( 0) vt=白噪聲, λ為短期調(diào)整系數(shù)。 最簡單的是一階 ECM模型 ,形式如下: 0 1 1t t t tY X v? ? ?? ?? ? ? ? ? ?16 不難看出,在( 4)中,所有變量都是平穩(wěn)的,因為 Yt~ I (1), Xt~ I (1)?ΔYt~ I (0), ΔXt~ I (0) Yt, Xt~ CI (1, 1) ?εt~ I (0)) 該式是否可用 OLS法估計? 事實上不行,因為 均衡誤差 εt不是可觀測變量 。 17 一階 ECM模型結(jié)構分析: 假設兩變量 X與 Y的 長期均衡關系 為 : Yt=?0+?1Xt+?t 由于現(xiàn)實經(jīng)濟中 X與 Y很少處在均衡點上 , 因此實際觀測到的只是 X與 Y間的 短期的或非均衡的關系 , 假設具有如下 (1,1)階分布滯后形式 ttttt YXXY ????? ????? ?? 11210 該模型顯示出第 t期的 Y值,不僅與 X的變化有關,而且與t1期 X與 Y的狀態(tài)值有關。對上述分布滯后模型適當變形得: tttttttttXYXYXXY?????????????????????????????????????????????12101111211011)1()1()(或 ttttt XY
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