分布滯后模型

1、1 234567891011第一年第一年10000元元第二年第二年10000元元第三年第三年10000元元消費增加消費增加 4000元元消費增加消費增加 7000元元消費增加消費增加 9000元元t消費追加消費追加 3000元元消費追加消費追加 2000元元12tttttuXXXY212 . 03 . 04 . 0常量13 tktktttuXXXY110ttttuXXY1101415 16012i 17 18由于消費習(xí)慣的影響，人們并不因為價由于消費習(xí)慣的影響，人們并不因為價格降低或收入增加而立即改變其消費習(xí)慣格降低或收入增加而立即改變其消費習(xí)慣。因為人們要改變消費習(xí)慣以適應(yīng)新的情。因為人們要

2、改變消費習(xí)慣以適應(yīng)新的情況往往需要一段時間。這種心理因素會造況往往需要一段時間。這種心理因素會造成消費同收入的關(guān)系上出現(xiàn)滯后效應(yīng)。成消費同收入的關(guān)系上出現(xiàn)滯后效應(yīng)。19 產(chǎn)品的生產(chǎn)周期有長有短，產(chǎn)品的生產(chǎn)周期有長有短， 但都需要一定的但都需要一定的 周周 期，例如我國目前正在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但期，例如我國目前正在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但建設(shè)和調(diào)整都需要一定的時間。又有，農(nóng)產(chǎn)建設(shè)和調(diào)整都需要一定的時間。又有，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)周期為一年，在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)品生產(chǎn)周期為一年，在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)產(chǎn)品的本期供應(yīng)量取決于前期或者前若干期產(chǎn)品的本期供應(yīng)量取決于前期或者前若干期市場價格的影響。這樣，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)量與價市場價

3、格的影響。這樣，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)量與價格之間出現(xiàn)滯后效應(yīng)。格之間出現(xiàn)滯后效應(yīng)。20 某些規(guī)章制度的約束使人們對某些外部某些規(guī)章制度的約束使人們對某些外部變化不能立即做出反應(yīng)，從而出現(xiàn)滯后現(xiàn)變化不能立即做出反應(yīng)，從而出現(xiàn)滯后現(xiàn)象。如，合同關(guān)系對原材料供應(yīng)的影響，象。如，合同關(guān)系對原材料供應(yīng)的影響，定期存款對購買力的影響等。定期存款對購買力的影響等。21 22232425第二節(jié)第二節(jié) 有限分布滯后模型有限分布滯后模型 2627kii, 2 , 1 , 028i29 多項式的最高階數(shù)多項式的最高階數(shù)m要視函數(shù)形式而要視函數(shù)形式而定。實際應(yīng)用中，一般定。實際應(yīng)用中，一般m取取2，3或或4。mmiiii221

4、030ttttttuXXXXY3322110 2210iii 210,31ttttttttttttu)XXX()XXX()XXXX(Y3212321132109432323212321132109432tttttttttttttXXXZXXXZXXXXZ33tttttuZZZY221100210, 3421032102210100934235 tktktttuXXXY110 36mmiiii2210 3700m101mm221022012mkmkkk38001101220120111212()(22)()(2)(2)ttmtmmtmmt ktttt kttt kmmmttt ktYXXXkkk

5、XuXXXXXkXXXk Xuk,1039令011121222ttt kttt kmmmttt kWXXXWXXkXWXXk XtmmtuWWWY11004001,m01,m01,k41二、阿爾蒙估計法的優(yōu)缺點二、阿爾蒙估計法的優(yōu)缺點42i43444546ttttttuXXXXY33221104748tttttuZZZY2211003212321132109432tttttttttttttXXXZXXXZXXXXZ491.8482 148.639099680(0.0222) (0.0846) (0.0015) (0.00) (-2.5961) (1.8671) (3.9959) (-3.582

6、9) (0.1665) (0.4831) (0.1655) 98801992432209020066120754071402210DWF .Rpt).(SeZ.Z.Z.Ytttt50ii5226. 0937367. 0421311. 14322. 09020. 06612. 06612. 0210321022101003215226. 07367. 01311. 16612. 07540.7140tttttXXXXY51Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/13/05 Time: 09:18Sample(adjusted): 19

7、58 1974Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-7140.7541992.988-3.5829400.0033Z00.6612480.1654803.9959470.0015Z10.9020490.4831311.8670900.0846Z2-0.4321550.166464-2.5960850.0222R-squared0.996797 Mean dependent var81869.00Adjusted R-squared0.9

8、96058 S.D. dependent var27991.74Log likelihood-148.8593 F-statistic1348.639Durbin-Watson stat1.848202 Prob(F-statistic)0.00000052第三節(jié)第三節(jié) 自回歸模型的構(gòu)建自回歸模型的構(gòu)建53ttttuXXY1105455 ttttuXXY11056jj0 57tjtjttttuXXXXY022010058596061626364 Yt-1=+0Xt-1+0Xt-2+ 02Xt-3+ut-1兩邊同乘兩邊同乘,得得 Yt-1= +0 Xt-1+02Xt-2 + 03Xt-3+ut-

9、1 Yt - Yt-1= (1- )+ 0Xt+ut-ut-1tjtjttttuXXXXY022010065Yt =(1- )+ 0Xt + Yt-1+vt vt=ut-ut-166 tttuXY*110*1tX67*1tX*1tX68*1tX6970*1tX*1tX*1tX7172)(*1ttttXXXX*ttXX 7300*ttXX740*ttXX*1ttXX75 *1)1 (tttXXX7611若和。77*11*)1 (tttXXX221*1)1 ()1 (ttttXXXX78tttttuXXXY2211110)1 ()1 (1321211101)1 ()1 (tttttuXXXY79

10、)1 (80ttttvYXY11011)1 (tttuuv1*101)1 ()1 ()1 (1tttuXY818283tttuXY10*tY84*tY851*ttYY86)(1*1ttttYYYY871*11tttYYY1188ttttuY)(XY1101ttttttuvvYXY1*21*10*01*2*1*0 899091第四節(jié)第四節(jié) 自回歸模型的估計自回歸模型的估計 ttttuYXY1921110)1 (1tttttuuYXYttttuY)(XY1101110)1 (tttttuuYXY939495 ttttvYXY1210ttuvtu96 0),(01ttstYvEstvvE97tttt

11、uY)(XY1101121101)1 (ttttuYXY98 對模型對模型(6.29)應(yīng)用最小二乘法估計參應(yīng)用最小二乘法估計參數(shù)所得的是有偏估計量，但是，在大樣數(shù)所得的是有偏估計量，但是，在大樣本的情況下，其估計量是一致的本的情況下，其估計量是一致的(即相即相合的合的)。99112101tttttttu )(uvvYXY100 1011020)1 ()1 ( )1 ( )1 ()(2212111utttttttEuuuuuEvvE1030)1 ()1 ()1 ()()1 ()1 ()(221112211011111uttttttttttttuEuvYXEuYEuuYEvYE1041051061

12、07ttttuXXY1210108221101tttXXY1210tttXXY109 ttttttttttttttttttttvYYYXYYYvXYXXXYXvYXnY121211101122101210110012, , tv 1tY111tttttttttttttttttttttvYYYYXYYYvXYXXXYXvYXnY111211101122101210112 113ttttuYXY1210114)(12nVarnh 22)(2Vard2111151162Z2|h|Z2|h|Z117Z |h|1181191)(2nVar120 【例【例6.2】表表6.2是某國連續(xù)是某國連續(xù)6年貨幣流通

13、量年貨幣流通量的歷史數(shù)據(jù)，其中，的歷史數(shù)據(jù)，其中，Y=貨幣流通量，貨幣流通量，X1儲蓄的月利率，儲蓄的月利率，X2工業(yè)企業(yè)存款。工業(yè)企業(yè)存款。121122tuttteXXY21210*ttttuLnXLnXLnLnY22110*123*tY10 ),(1*1ttttLnYLnYLnYLnY124tttttuLnYLnXLnXLnLnY122110)1 (125126 DW F Rp t SeLnYLnXLnXLnY2tttt1103. 21320.3889839. 0 (0.0081) (0.0000) (0.1072) (0.0233) (2.9557) (8.6223) (-1.6909)

14、 (-2.4665) (0.0981) (0.0911) (0.1974) (0.4275) 2900. 07859. 03338. 00545. 1121127Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresDate: 04/13/05 Time: 10:12Sample(adjusted): 2 24Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1.0544700.427522-2.466472

15、0.0233LOG(X1)-0.3338050.197409-1.6909320.1072LOG(X2)0.7858610.0911438.6223000.0000LOG(Y(-1)0.2900320.0981282.9556500.0081R-squared0.983945 Mean dependent var6.156140Adjusted R-squared0.981409 S.D. dependent var0.347562Log likelihood39.69688 F-statistic388.1320Durbin-Watson stat2.110307 Prob(F-statis

16、tic)0.0000001282409810110322n ,.) Se(,.DW30720098102412422.1103-(12.)h0.0596010250.Z.0250.Zh 129 130ttttuLnXLnXLnLnY22110*tttttuLnYLnXLnXLnLnY122110)1 ( LnY.LnX.LnX.LnYtttt12129000785903338005451tt*tLnX.LnX.LnY21106914701048521131tt*tLnX.LnX.LnY21106914701048521132 133134據(jù)適應(yīng)性期望假說據(jù)適應(yīng)性期望假說,可得可得【例【例6.3

17、】1946-1972年美國短期與長期年美國短期與長期總消費函數(shù)總消費函數(shù) 假定消費假定消費C和永久收入和永久收入X*有線性關(guān)系有線性關(guān)系 tttuXC*211110)1 (1tttttuuYXY135 據(jù)據(jù)1946-1972年期間的美國季度數(shù)年期間的美國季度數(shù)據(jù)據(jù), M.C.Lovell得到下面的結(jié)果得到下面的結(jié)果(總消費總消費和總可支配收入數(shù)字都經(jīng)過價格指數(shù)和總可支配收入數(shù)字都經(jīng)過價格指數(shù)的平縮而轉(zhuǎn)化為實際數(shù)量的平縮而轉(zhuǎn)化為實際數(shù)量)1.77DW 0.999R (0.0666) (0.0582) (1.229) 6755. 02959. 0361. 221tttCXC136 此回歸表明此回歸

18、表明,邊際消費傾向邊際消費傾向(MPC)為為0.2959。 就是說就是說, 當前的或觀測的可當前的或觀測的可支配收入每增加支配收入每增加1元元,消費平均增加消費平均增加0.30元。但若收入是持久的元。但若收入是持久的, 則這一則這一永久收入的永久收入的MPC最終將是最終將是91. 03245. 0/2959. 0/22137 就是說，當消費者有足夠的時間調(diào)就是說，當消費者有足夠的時間調(diào)整到與整到與 1 元的收入變化相適應(yīng)時，元的收入變化相適應(yīng)時，他們的消費將增加他們的消費將增加0.91。138 在這一模型中，永久或長期消費在這一模型中，永久或長期消費C*是是當前或觀測的收入的線性函數(shù)。據(jù)部分當

19、前或觀測的收入的線性函數(shù)。據(jù)部分調(diào)整假定，可得調(diào)整假定，可得現(xiàn)假定我們的消費函數(shù)是現(xiàn)假定我們的消費函數(shù)是ttuXCt21*ttttuY)(XY1101139 從表面上看，兩個模型沒有區(qū)別。從表面上看，兩個模型沒有區(qū)別。但兩個模型的經(jīng)濟解釋卻有很大區(qū)別。但兩個模型的經(jīng)濟解釋卻有很大區(qū)別。 1.模型的選擇依賴于經(jīng)濟理論，如果模型的選擇依賴于經(jīng)濟理論，如果習(xí)慣或慣性象征著消費行為，則部分調(diào)習(xí)慣或慣性象征著消費行為，則部分調(diào)整模型是適宜的。如果消費行為是預(yù)期整模型是適宜的。如果消費行為是預(yù)期性的，即以預(yù)期的未來收益為依據(jù)的，性的，即以預(yù)期的未來收益為依據(jù)的，則適應(yīng)性預(yù)期模型是適宜的。則適應(yīng)性預(yù)期模型是

20、適宜的。140 2. 參數(shù)估計方法不同。參數(shù)估計方法不同。 部分調(diào)整模型可使用普通最小二乘法，部分調(diào)整模型可使用普通最小二乘法，適應(yīng)性期望模型應(yīng)使用工具變量法。適應(yīng)性期望模型應(yīng)使用工具變量法。141 一、格蘭杰因果關(guān)系檢驗的原理一、格蘭杰因果關(guān)系檢驗的原理 從統(tǒng)計上確認兩個變量在時間上從統(tǒng)計上確認兩個變量在時間上有先后關(guān)系有先后關(guān)系, Granger提出了一個比提出了一個比較簡單的檢驗方法較簡單的檢驗方法. 第五節(jié)第五節(jié) 格蘭杰因果關(guān)系檢驗格蘭杰因果關(guān)系檢驗142 考慮如下兩個變量考慮如下兩個變量: 國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和貨幣發(fā)行量和貨幣發(fā)行量M。 有四種結(jié)果有四種結(jié)果: 1. GDP是是M的原因的原因, M不是不是GDP的原因