滯后變量試驗報告

1、計量經(jīng)濟學(xué)上機實驗報告六題目：滯后變量實驗日期和時間： 班級： 學(xué)號：姓名： 實驗室：實驗環(huán)境： Windows XP ; EViews 3.1實驗?zāi)康模赫莆諟笮?yīng)、因果關(guān)系檢驗及分布滯后變量模型估計，熟悉EViews軟件的相關(guān)應(yīng)用實驗內(nèi)容：利用實例數(shù)據(jù)和EViews軟件，因果關(guān)系檢驗、采用阿爾蒙法估計回歸模型、檢驗及滯后效應(yīng)分析。第七章習(xí)題7.3實驗步驟：一、 建立工作文件菜單方式命令方式：CREATE A 起始期 終止期二、 輸入數(shù)據(jù)三、應(yīng)用互相關(guān)分析命令初步選擇滯后期長度,結(jié)果如下： Cross Y X據(jù)此，初步設(shè)定分布滯后模型利用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果為Ls Y C PDL(X

2、,3,2) 試驗結(jié)果：例3-9表7給出了某地區(qū)制造行業(yè)與統(tǒng)計資料（單位：億元），（1） 檢驗庫存和銷售額之間的因果關(guān)系（2） 利用互相關(guān)分析命令，初步設(shè)定分布滯后模型滯后期長度（3） 試阿爾蒙方法估計分布滯后模型建立庫存函數(shù)表7 某地區(qū)制造行業(yè)與統(tǒng)計資料（單位：億元）年份庫存y銷售額x年份庫存y銷售額x1978450692648019886822141003197950642277401989779654486919805187128736199084655464491981500702728019919087550282198252707302191992970745355519835381

3、43079619931016455285919845493930896199410244555917198558213331131995107719620171986600433503219961208707139819876338337335199714713582078答案：（1） 檢驗庫存和銷售額之間的因果關(guān)系數(shù)組窗口中點擊viewGranger Causality,分別輸入滯后期長度，結(jié)果如下：滯后期為1滯后期為2滯后期為3滯后期為4滯后期為5滯后期為6格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表滯后長度q=s格蘭杰因果性F值F值的P值結(jié)論1x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因53.31654.346

4、72.e-060.0535拒絕接受(,拒絕(0.10)2x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因18.45912.65580.00020.1079拒絕接受(,接受(0.10)3x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因 7.4705 4.13130.00650.0380拒絕拒絕4x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因7.63332.13740.01080.1790拒絕接受5x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因6.4722 1.28720.04720.4151拒絕接受6x不是y的格蘭杰原因y不是x的格蘭杰原因4.52780.73460.34500.7124接受接

5、受從上表可知，當(dāng)滯后階數(shù)低于6時，因果關(guān)系檢驗結(jié)果為拒絕“銷售額不是庫存的格蘭杰原因”的假設(shè)，即銷售額是影響庫存的原因；而當(dāng)滯后階數(shù)為3和1時拒絕“庫存不是銷售額的格蘭杰原因”，即庫存是影響銷售額的原因，當(dāng)隨著滯后階數(shù)為2、4、5、6時接受“庫存不是銷售額的格蘭杰原因”，即庫存是影響銷售額的原因，可見，一年及三年庫存和銷售額具有雙向的因果關(guān)系，而4年和5年僅具有銷售額對庫存的單向因果關(guān)系，5年以上二者均不具因果關(guān)系。據(jù)此，我們確定銷售額為影響庫存的原因。（2）利用互相關(guān)分析命令，初步設(shè)定滯后期長度Cross y x從上圖Y與X的各期滯后值的相關(guān)系數(shù)及直方圖可知，（考試中根據(jù)相關(guān)系數(shù)接近0.5的

6、最大滯后期，做論文時可以先初步設(shè)定再逐步改變滯后期長度，當(dāng)判定系數(shù)最大或赤池準(zhǔn)則和施瓦茲準(zhǔn)則最小者時，其對應(yīng)的滯后期長度）庫存額可能與當(dāng)年和前三年的銷售額相關(guān)，故初步設(shè)定滯后期長度為3，模型為Yt=a+b0Xt+ b1Xt-1+ b2Xt-2+ b3Xt-3+ 2、利用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果如下：（1）假定bi可以用一個二次多項式逼近(注：一般多項式次數(shù)m小于滯后期長度s)Ls Y C PDL(X,3,2)經(jīng)阿爾蒙變換之后的估計結(jié)果為：= -7140.754+1.1311Z0t+0.0377 Z1t-0.4322Z2tT= (-3.5829) (6.2844) (0.2323) (-2.

7、5960)R= 0.9968，=0.9961， F=1348.639，prob(F)= 0.000000 DW=1.8482即= -7140.754，=1.13114，= 0.0377，= -0.4322還原成原分布滯后模型：將估計結(jié)果代入以下公式=+（i-1）+（i-1）2 i=0,1,2,3,4（注：Eviews軟件中為了對模型回歸系數(shù)兩端數(shù)據(jù)進行控制約束，對多項式公式進行調(diào)整，此公式已與前述理論有所區(qū)別。根據(jù)Eviews輸出結(jié)果中的值（PDL1的系數(shù)），可以判斷估計過程中對多項式的設(shè)定形式，若 =，則多項式的設(shè)定形式為=+（i-s）+（i-s）2+.+ （i-s）m ,如本例中 =，則多

8、項式設(shè)為=+（i-1）+（i-1）2）得：=-+=1.1311-0.0377 -0.4322=0.6613=1.1311 =+=1.1311+0.0377 -0.4322=0.7367=+2+4=1.1311+0.0377*2 -0.4322*4=-0.5220在Eviews軟件的窗口中已給出了上述計算結(jié)果，即庫存模型為：= -7140.754 + 0.6613*Xt + 1.1311*Xt-1 + 0.7367* Xt-2-0.5220* Xt-3T= (-3.5829) (3.9960) ( 6.2844) (4.4846) (-2.2231)R= 0.9968，=0.9961，

9、 F=1348.639，prob(F)= 0.000000 DW=1.8482從估計結(jié)果來看，有所改善，所有X的參數(shù)T統(tǒng)計量值大大提高，且檢驗均顯著，F(xiàn)檢驗也顯著，模型也不存在一階自相關(guān)。模型的經(jīng)濟意義（乘數(shù)分析）：短期乘數(shù)為0.6613，表明本期銷售額增長1%，本期庫存將增長0.6613%；長期乘數(shù)為2.0071，表明本期銷售額增長1%，庫存總的增長2.0071%。（2）假定bi可以用一個一次多項式逼近(注：一般多項式次數(shù)小于滯后期長度)Ls Y C PDL(X,2,1)經(jīng)阿爾蒙變換之后的估計結(jié)果為：= -7984.934+0.6850Z0t-0.1760Z1tT= (-3.6107) (3

10、1.0723) (-1.0581) R=0.9954，=0.9948， F=1524.817，prob(F)= 0.000000 DW=1.4811即= -7984.934，=0.6850，=-0.1760還原成原分布滯后模型：將估計結(jié)果代入以下公式=+（i-1） i=0,1,2,（注：Eviews軟件中為了對模型回歸系數(shù)兩端數(shù)據(jù)進行控制約束，對多項式公式進行調(diào)整，此公式已與前述理論有所區(qū)別。根據(jù)Eviews輸出結(jié)果中的值（PDL1的系數(shù)），可以判斷估計過程中對多項式的設(shè)定形式，若 =，則多項式的設(shè)定形式為=+（i-s）+（i-s）2+.+ （i-s）m ,如本例中 =，則多項式設(shè)為=+（i-

11、1）得：=-=0.6850+0.1760=0.8610=0.6850 =+=0.6850-0.1760=0.5090在Eviews軟件的窗口中已給出了上述計算結(jié)果，即庫存模型為：= -7984.934 + 0.8610*Xt + 0.6850*Xt-1 +0.5090* Xt-2T= (-3.6107) (5.7827) (31.0723) (2.7552) 從估計結(jié)果來看，X的回歸系數(shù)均顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量值很大，方程整體顯著，R接近于1，說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，但PDL02回歸系數(shù)不顯著，說明多項式次數(shù)選擇不太合理。（2）將滯后期調(diào)整為3，初步設(shè)定模型為：Yt=a+b0Xt+ b1Xt

12、-1+ b2Xt-2+ b3Xt-3+利用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果為Ls Y C PDL(X,3,1)從估計結(jié)果來看，PDL項的回歸系數(shù)均顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量值很大，方程整體顯著，但降低，且 Xt-3的回歸系數(shù)不顯著。（4）將滯后期調(diào)整為4，初步設(shè)定模型為：Yt=a+b0Xt+ b1Xt-1+ b2Xt-2+ b3Xt-3+ b3Xt-4+利用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果為Ls Y C PDL(X,4,1)從估計結(jié)果來看，PDL項的回歸系數(shù)均顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量值很大，方程整體顯著，有所改善，但Xt-3的回歸系數(shù)不顯著。（5）從上述分析可以看出，假定bi為一次多項式估計均存在一些問題，為此，假定bi可

13、以用一個二次多項式逼近，重新用阿爾蒙法估計模型，命令及結(jié)果如下：Ls Y C PDL(X,3,2)由圖可知，有所改善， F統(tǒng)計量值很大，方程整體顯著，回歸系數(shù)顯著，但PDL02項的回歸系數(shù)不顯著。（6）繼續(xù)將滯后期長度調(diào)整為4，再運用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果如下：Ls Y C PDL(X,4,2)經(jīng)阿爾蒙變換之后的估計結(jié)果為：= -5816.974+0.7420Z0t-0.3996 Z1t-0.1787 Z2tT= (-3.0119) (5.3651) (-7.8286) (-2.5798)R= 0.9973，=0.9966， F=1477.353，prob(F)= 0.000000 DW

14、=1.1731即=-5816.974，=0.7420，=-0.3996，=-0.1787還原成原分布滯后模型：將估計結(jié)果代入以下公式=+（i-2）+（i-2）2 i=0,1,2,3,4（注：Eviews軟件中為了對模型回歸系數(shù)兩端數(shù)據(jù)進行控制約束，對多項式公式進行調(diào)整，此公式已與前述理論有所區(qū)別。根據(jù)Eviews輸出結(jié)果中的值（PDL1的系數(shù)），可以判斷估計過程中對多項式的設(shè)定形式，若 =，則多項式的設(shè)定形式為=+（i-s）+（i-s）2+.+ （i-s）m ,如本例中 =，則多項式設(shè)為=+（i-2）+（i-2）2）得：=-2+4=0.7420+0.3996*2-0.1787*4= 0.826

15、3=-+=0.7420+0.3996-0.1787=0.9629 =0.7420=+=0.7420-0.3996-0.1787=0.1637=+2+4=0.7420-0.3996*2-0.1787*4=- 0.7722在Eviews軟件的窗口中已給出了上述計算結(jié)果，即庫存模型為：= -5816.9745 + 0.8263*Xt + 0.9629*Xt-1 + 0.741920* Xt-2+ 0.1636* Xt-3- 0.7722* Xt-4T=(-3.0119) (6.7105) (9.8222) (5.3651) (2.2474) (-3.6437) 從估計結(jié)果來看，有所改善，F(xiàn)檢驗也顯著

16、，所有X的參數(shù)均顯著，PDL項的回歸系數(shù)均顯著，但DW檢驗無法判定模型是否存在一階自相關(guān)。為了確認(rèn)模型的自相關(guān)性，運用廣義差分法估計模型，結(jié)果顯示該模型的AR項回歸系數(shù)顯著地為零，表明模型確實不存在一階自相關(guān)。（7）假定bi可以用一個三次多項式逼近，運用阿爾蒙法估計模型，命令和結(jié)果如下：Ls Y C PDL(X,4,3)從估計結(jié)果來看，AIC和SC上升， Xt-3的參數(shù)不顯著，PDL04項的回歸系數(shù)也不顯著。8）模型比較：（滯后期，多項式次數(shù))(2,1)(3,1)(4,1)(3,2)(4,2)(4,3)阿爾蒙變換后方程c-7984.934(-3.6108)-6552.174(-2.7868)-

17、5467.259(-2.3690)-7140.754(-3.5829)-5816.974(-3.0119)-6091.301(-3.1204)Z0t0.6850(31.0723)0.6686(21.9770)0.3868(24.6665)1.1311(6.2844)0.7420 (5.3651)0.7264(5.2166)Z1t-0.1760(-1.0581)-0.3373(-3.8205)-0.3401(-6.2350)0.0377(0.2323)-0.3996(-7.8286)-0.7209(-2.2013)Z2t-0.4322(-2.5960)-0.1787(-2.5797)-0.169

18、3(-2.4192)Z3t0.0993(0.9931)還原成原分布滯后模型Xt0.8610(5.7827)1.0059(8.5748)1.0670(11.0810)0.6613(3.9960)0.8263( 6.7105)0.6963(3.8721)Xt-10.6850(31.0723)0.6686(21.9770)0.7269(17.2120)1.1311(6.2844)0.9629(9.8222)1.1787(4.9436)Xt-20.5090(2.7552)0.3313(5.4656)0.3868(24.6665)0.7367(4.4846)0.7420( 5.365

19、1)0.7264(-2.2013)Xt-3-0.0059(-0.0397)0.0467( 0.6842)-0.5220(-2.2231)0.1636(2.2474)-0.1693(-2.4192)Xt-4-0.2934(-2.3938)-0.7722(-3.6437)0.0994(0.9931)0.99480.99440.99520.99610.99660.9966F1524.8171432.3571541.9251348.6391477.3531106.996DW1.48111.44701.34331.84821.17311.0553檢驗說明參數(shù)T檢驗通過，F(xiàn)檢驗顯著降低，Xt-3

20、參數(shù)T檢驗不顯著提高，但 Xt-3參數(shù)T檢驗不顯著提高，參數(shù)T檢驗顯著且無自相關(guān)性AIC和SC最小，參數(shù)T檢驗通過，無自相關(guān)，此模型為最優(yōu)模型改善但Xt-4參數(shù)T檢驗不通過經(jīng)赤池信息準(zhǔn)則AIC和施瓦茲信息準(zhǔn)則SC比較，當(dāng)滯后期為4，多項式次數(shù)為2時，此模型AIC和SC為最小，故該模型為最優(yōu)模型即：= -5816.9745 + 0.8263*Xt + 0.9629*Xt-1 + 0.741920* Xt-2+ 0.1636* Xt-3- 0.7722* Xt-4T=(-3.0119) (6.7105) (9.8222) (5.3651) (2.2474) (-3.6437)R= 0.9973，=0.9966， F=1477.353，prob(F)= 0.000000 DW=1.1731模型的經(jīng)濟意義（乘數(shù)分析）：短期乘數(shù)