分布滞后与动态模型精要.ppt

注意到表5.2的EViews输出结果中， 的系数为 ，在5%显著性水平下，t值为62.1，统计显著。 的系数为 ，其余以次类推， 的系数 。我们可以用F-检验对算术滞后（Arithmetic Lag）进行联合假设检验。无约束残差平方和（Unrestricted Residual Sum of Squares,URSS）可通过 对常数项和 回归得到，URSS=0.016435。约束的残差平方和RRSS由表5.2给出，为0.125552，它施加了（5.2）式中的5个约束。因此， 表5.2 具有算术滞后约束的回归 Dependent Variable: LOG(CONSUME) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1983 2005 Included observations: 23 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C 0.487648 0.155475 3.136510 0.0050 6*LOG(INCOME)+5*LOG(INCOME(-1))+4*LOG(INCOME(-2))+3*LOG(INCOME(-3))+2*LOG(INCOME(-4))+LOG(INCOME(-5)) 0.044361 0.000715 62.07374 0.0000 R-squared 0.994579 ????Mean dependent var 10.08651 Adjusted R-squared 0.994321 ????S.D. dependent var 1.026076 S.E. of regression 0.077322 ????Akaike info criterion -2.198736 Sum squared resid 0.125552 ????Schwarz criterion -2.099998 Log likelihood 27.28547 ????F-statistic 3853.150 Durbin-Watson stat 0.327737 ????Prob(F-statistic) 0.000000 在零假设下，其分布为 。观察到1%显著性水平时F统计量的临界值为4.437，因此我们可以拒绝线性算术滞后的约束。 接下来我们施加（5.5）式中的二次多项式Almon滞后假设。表5.3给出了s=5且施加了近终端约束的EViews输出结果。在这种情况下，估计得到的回归参数值先上升而后又下降： 。只有 统计不显著。Almon滞后约束的联合检验也可以采用Chow’s F统计量。URSS由 对 和常数项回归得到，URSS=0.016435。 表5.3 Almon多项式滞后，r=2，s=5且施加近终端约束 Dependent Variable: LOG(CONSUME) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1983 2005 Included observations: 23 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C 0.334310 0.138633 2.411470 0.0256 PDL01 0.288929 0.026251 11.00624 0.0000 PDL02 -0.056445 0.006036 -9.351359 0.0000 R-squared 0.996426 Mean dependent var 10.08651 Adjusted R-squared 0.996068 S.D. dependent var 1.026076 S.E. of regression 0.064339 Akaike info criterion -2.528208 Sum squared resid 0.082789 Schwarz criterion -2.380100 Log likelihood 32.07440 F-statistic 2787.755 Durbin-Watson stat 0.714599 Prob(F-statistic) 0.000000 ??????Lag Distribution of LOG(INCOM