計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)—理論和應(yīng)用6-分布滯后ppt課件

1、 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) zhanghx_c126 滯后變量模型滯后變量模型n在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量往往在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量往往有滯后影響，如收入對(duì)消費(fèi)的影響、廣告有滯后影響，如收入對(duì)消費(fèi)的影響、廣告對(duì)需求的影響、投資對(duì)對(duì)需求的影響、投資對(duì)GDP的影響等等。的影響等等。即某些經(jīng)濟(jì)變量不僅受到同期各種因素的即某些經(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。素甚至自身的過(guò)去值的影響。,X,X,XY,Y ,Y ,YXtttttttt2121滯后變量模型滯后變量模型n通常把這種過(guò)去時(shí)期的，具有滯后作

2、用的變量通常把這種過(guò)去時(shí)期的，具有滯后作用的變量叫做滯后變量叫做滯后變量Lagged VariableLagged Variable），含有滯后），含有滯后變量的模型稱為滯后變量模型，又稱為動(dòng)態(tài)模變量的模型稱為滯后變量模型，又稱為動(dòng)態(tài)模型。型。n滯后效應(yīng)產(chǎn)生的原因滯后效應(yīng)產(chǎn)生的原因n心理原因心理原因n技術(shù)技術(shù)n制度制度滯后變量模型滯后變量模型n滯后變量模型的一般形式滯后變量模型的一般形式n 自回歸分布滯后模型自回歸分布滯后模型autoregressive distributed lag model, ADL）：既含）：既含有有Y對(duì)自身滯后變量的回歸，還包括著對(duì)自身滯后變量的回歸，還包括著X分布

3、在不同時(shí)期的滯后變量分布在不同時(shí)期的滯后變量tststtqtqtttXXXYYYY11022110滯后變量模型滯后變量模型n分布滯后模型分布滯后模型n0：短期：短期(short-run)或即期乘數(shù)或即期乘數(shù)(impact multiplier)，表示本期，表示本期X變化一變化一單位對(duì)單位對(duì)Y平均值的影響程度。平均值的影響程度。 ni (i=1,2,s)：動(dòng)態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù)，：動(dòng)態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù)，表示各滯后期表示各滯后期X的變動(dòng)對(duì)的變動(dòng)對(duì)Y平均值影響的平均值影響的大小。大小。titisitXY0滯后變量模型滯后變量模型 稱為長(zhǎng)期long-run或均衡乘數(shù)total distributed-lag

4、 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。 sii0分布滯后模型分布滯后模型n分布滯后模型具有廣泛的應(yīng)用：分布滯后模型具有廣泛的應(yīng)用：n主要內(nèi)容：主要內(nèi)容：n（一有限滯后模型（一有限滯后模型n（二無(wú)限滯后模型（二無(wú)限滯后模型n（三（三Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)tttttuXXXY22110有限滯后模型有限滯后模型n設(shè)定有限滯后長(zhǎng)度的模型稱為有限滯后模設(shè)定有限滯后長(zhǎng)度的模型稱為有限滯后模型型n如果滯后長(zhǎng)度已知，可以使用普通方法進(jìn)如果滯后長(zhǎng)度已知，可以使用普通方法進(jìn)行估計(jì)行估計(jì)n關(guān)鍵在于如何確定滯后長(zhǎng)度關(guān)鍵在于如何確定滯后長(zhǎng)度有限滯后模型有限滯后模型n判

5、斷滯后長(zhǎng)度的基本方法就是反復(fù)嘗試，判斷滯后長(zhǎng)度的基本方法就是反復(fù)嘗試，選擇在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)方面最理想的一個(gè)長(zhǎng)度。選擇在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)方面最理想的一個(gè)長(zhǎng)度。n可按如下步驟進(jìn)行：可按如下步驟進(jìn)行：為止符號(hào)不穩(wěn)定、不合理時(shí)當(dāng)回歸系數(shù)不顯著或者為自變量的回歸；為因變量，做為自變量的回歸；為因變量，做121tttttX,XY.XY.有限滯后模型有限滯后模型n上述方法有兩個(gè)主要問(wèn)題：上述方法有兩個(gè)主要問(wèn)題：n1、滯后長(zhǎng)度越長(zhǎng)，自由度越??；、滯后長(zhǎng)度越長(zhǎng)，自由度越小；n2、共線性問(wèn)題會(huì)比較明顯。、共線性問(wèn)題會(huì)比較明顯。有限滯后模型有限滯后模型n解決方法解決方法n經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法：對(duì)不同滯后期的變量加權(quán)求經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法：對(duì)不同

6、滯后期的變量加權(quán)求和和n遞減型遞減型n矩形矩形n倒倒V型型nAlmon多項(xiàng)式法多項(xiàng)式法n滯后影響的變化模式可能有多種。滯后影響的變化模式可能有多種。影響隨時(shí)間的變化模式對(duì)代表YX,uXXXYttttt21022110有限滯后模型有限滯后模型 ii 有限滯后模型有限滯后模型 ii 有限滯后模型有限滯后模型 ii 有限滯后模型有限滯后模型mmiiiiiiaiaiaiaaiaiaiaaiaiaaiaaiAlmon332210332210221010例如：式逼近的一個(gè)適當(dāng)高次的多項(xiàng)可用滯后長(zhǎng)度假定假定二次式是合適的，且已知滯后長(zhǎng)度為k，則模型可以寫為：tttttkiittkiittkiitttkiit

7、kiitkiittkiittkiititktkttttuZaZaZaYXiZ,iXZ,XZuXiaiXaXauXiaiaauXuXXXXY2211000220100022010002210022110有限滯后模型有限滯后模型有限滯后模型有限滯后模型n采用Almon方法，可以有效的減少待估參數(shù)的個(gè)數(shù)，但共線性問(wèn)題依然存在；n根據(jù)Almon方法獲得的參數(shù)，可以很容易的推出所感興趣的參數(shù)；n可以通過(guò)不斷嘗試的方法，判斷應(yīng)選擇幾次多項(xiàng)式。舉例：擬建立多項(xiàng)式分布滯后模型來(lái)考察基建投舉例：擬建立多項(xiàng)式分布滯后模型來(lái)考察基建投資與發(fā)電量的關(guān)系。資與發(fā)電量的關(guān)系。 表表5.2.1 中國(guó)電力工業(yè)基本建設(shè)投資與發(fā)

8、電量中國(guó)電力工業(yè)基本建設(shè)投資與發(fā)電量 年度 基本建設(shè)投資X （億元） 發(fā)電量 （億千瓦時(shí)） 年度 基本建設(shè)投資X （億元） 發(fā)電量 （億千瓦時(shí)） 1975 30.65 1958 1986 161.6 4495 1976 39.98 2031 1987 210.88 4973 1977 34.72 2234 1988 249.73 5452 1978 50.91 2566 1989 267.85 5848 1979 50.99 2820 1990 334.55 6212 1980 48.14 3006 1991 377.75 6775 1981 40.14 3093 1992 489.69 75

9、39 1982 46.23 3277 1993 675.13 8395 1983 57.46 3514 1994 1033.42 9218 1984 76.99 3770 1995 1124.15 10070 1985 107.86 4107 有限滯后模型有限滯后模型ttttWWWY210271. 0101. 0061. 35 .3319 （13.62）（1.86） （0.15） （-0.67） 求得的分布滯后模型參數(shù)估計(jì)值為 0=0.323，1=1.777，2=2.690，3=3.061，4=2.891，5=2.180，6=0.927 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

10、期，估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義比較合理。2階阿爾蒙多項(xiàng)式估計(jì)結(jié)果如下：有限滯后模型有限滯后模型直接對(duì)滯后6期的模型進(jìn)行OLS估計(jì)的結(jié)果：最后得到分布滯后模型估計(jì)式為： 321061. 3690. 2777. 1323. 05 .3319tttttXXXXY （13.62） (0.19) (2.14) (1.88) (1.86) 654927. 0180. 2891. 2tttXXX (1.96) (1.10) (0.24) 32171. 414.1543.11424. 89 .3361tttttXXXXY （12.43） (1.80) (-1.89) (1.21) (0.36) 65442.2594.

11、2670.14tttXXX (-0.93) (1.09) (-1.12) 2R=0.9770 F=42.54 DW=1.03 有限滯后模型有限滯后模型無(wú)限滯后模型無(wú)限滯后模型nKoyck方法方法n n n Koyck假定滯后效應(yīng)是按如下幾何級(jí)數(shù)假定滯后效應(yīng)是按如下幾何級(jí)數(shù)遞減的：遞減的：10100, ,i iitiititXY0無(wú)限滯后模型無(wú)限滯后模型 ii 無(wú)限滯后模型無(wú)限滯后模型n在此種模式下，無(wú)限滯后模型可以寫為：在此種模式下，無(wú)限滯后模型可以寫為：ttttttttttttttttttttttttvYXYuuXYYuXXXYuXXXYuXXXY1010113302201011320201

12、0122010011乘以上式：用無(wú)限滯后模型無(wú)限滯后模型n該模型注定會(huì)違背回歸模型的基本假定：該模型注定會(huì)違背回歸模型的基本假定：n1、解釋變量有隨機(jī)變量，需要注意是否、解釋變量有隨機(jī)變量，需要注意是否與隨機(jī)與隨機(jī)n 項(xiàng)相關(guān)項(xiàng)相關(guān)n2、隨機(jī)項(xiàng)是自相關(guān)的，需要處理、隨機(jī)項(xiàng)是自相關(guān)的，需要處理無(wú)限滯后模型無(wú)限滯后模型n模型參數(shù)的解釋：模型參數(shù)的解釋：所需要的時(shí)間達(dá)到其總變化量的發(fā)生變化后，表示在%YX50中位滯后：lnln2總效應(yīng)：10Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)nGranger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n Granger檢驗(yàn)經(jīng)常用來(lái)判斷兩個(gè)變量的檢驗(yàn)經(jīng)常用來(lái)判斷兩個(gè)變量的因果關(guān)系，其基本思想是，如果因果關(guān)系，其基本思想

13、是，如果X為為Y的的原因，則原因，則X的發(fā)生應(yīng)該在前，應(yīng)該可以通的發(fā)生應(yīng)該在前，應(yīng)該可以通過(guò)過(guò)X預(yù)測(cè)預(yù)測(cè)Y，所以，所以Granger檢驗(yàn)是通過(guò)檢檢驗(yàn)是通過(guò)檢驗(yàn)可預(yù)測(cè)性來(lái)推斷因果關(guān)系驗(yàn)可預(yù)測(cè)性來(lái)推斷因果關(guān)系Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n檢驗(yàn)要求估計(jì)如下回歸檢驗(yàn)要求估計(jì)如下回歸tqjjtjqiitittpjjtjpiitituYXXuYXY211111Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n檢驗(yàn)對(duì)象：檢驗(yàn)對(duì)象：的原因不是不能被用于預(yù)測(cè)味著接受第二個(gè)原假設(shè)，意的原因不是不能被用于預(yù)測(cè)味著接受第一個(gè)原假設(shè)，意；均為：所有；均為：所有XYXYYXYXHHji0000Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量）中待估參數(shù)的個(gè)

14、數(shù)。為無(wú)約束回歸（為滯后項(xiàng)的個(gè)數(shù)，平方和；的滯后項(xiàng)的回歸的殘差的滯后項(xiàng)和為包括了平方和；的滯后項(xiàng)的回歸的殘差對(duì)為urkpYXRSSYYRSSkn/RSSp/RSSRSSFurrururrGranger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n檢驗(yàn)結(jié)果有四種：檢驗(yàn)結(jié)果有四種：獨(dú)立關(guān)系系；的原因，為雙向因果關(guān)也是的原因，而是則的假設(shè)也被拒絕，的假設(shè)被拒絕，而所有所有的原因；不是的原因，而是則的假設(shè)被拒絕，所有的假設(shè)沒(méi)有被拒絕，而所有的原因；不是的原因，而是則的假設(shè)沒(méi)有被拒絕，的假設(shè)被拒絕，而所有所有.XYYX.YXXY.XYYX.jijiji4003002001Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)n兩點(diǎn)注意：兩點(diǎn)注意：n1、在檢驗(yàn)之前，要先保

15、證序列的平穩(wěn)性，、在檢驗(yàn)之前，要先保證序列的平穩(wěn)性，或者具有協(xié)整關(guān)系；或者具有協(xié)整關(guān)系；n2、檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后長(zhǎng)度敏感。、檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后長(zhǎng)度敏感。舉例：檢驗(yàn)舉例：檢驗(yàn)1978200019782000年間中國(guó)當(dāng)年價(jià)年間中國(guó)當(dāng)年價(jià)GDPGDP與居民與居民消費(fèi)消費(fèi)CONSCONS的因果關(guān)系。的因果關(guān)系。 表表 5.2.3 中國(guó)中國(guó) GDP 與消費(fèi)支出（億元）與消費(fèi)支出（億元） 年份 人均居民消費(fèi) CONSP 人均GDP GDPP 年份 人均居民消費(fèi) CONSP 人均GDP GDPP 1978 1759.1 3605.6 1990 9113.2 18319.5 1979 2005.4 4074.0 19

16、91 10315.9 21280.4 1980 2317.1 4551.3 1992 12459.8 25863.7 1981 2604.1 4901.4 1993 15682.4 34500.7 1982 2867.9 5489.2 1994 20809.8 46690.7 1983 3182.5 6076.3 1995 26944.5 58510.5 1984 3674.5 7164.4 1996 32152.3 68330.4 1985 4589 8792.1 1997 34854.6 74894.2 1986 5175 10132.8 1998 36921.1 79003.3 1987

17、 5961.2 11784.7 1999 39334.4 82673.1 1988 7633.1 14704.0 2000 42911.9 89112.5 1989 8523.5 16466.0 Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1978 2000 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability GDP does not Granger Cause CONS 21 4.29749 0.03208 CONS does not Granger Cause GDP 1.82325 0.19350 判別：=5%，臨界值F0.05(2,17)=3.59回絕“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，從2階滯后的情況看，GDP的增長(zhǎng)是居民消費(fèi)增長(zhǎng)的原因，而不是相反。但在2階滯后時(shí)，檢驗(yàn)的模型存在1階自相關(guān)性。Granger檢驗(yàn)檢驗(yàn)表表 5.2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 滯后長(zhǎng)度 格蘭杰因果性 F 值 P 值 LM 值 AIC 值 結(jié)論 2 GDPCONS 4.297 0.032 0.009 16.08 拒絕 CONSGDP 1.823 0.194 0.008 17.86 不拒絕 3 GDPCONS