计量经济学第五章经典单方程计量经济学模型.ppt

案例 中国当年价GDP与居民消费的因果关系 判断：?=5%，临界值F0.05(2,17)=3.59。拒绝“GDP不是CONS的格兰杰原因”的假设，不拒绝“CONS不是GDP的格兰杰原因”的假设。 因此，从2阶滞后的情况看，GDP的增长是居民消费增长的原因，居民消费增长不是GDP增长的原因。 案例 中国当年价GDP与居民消费的因果关系。 随着滞后阶数的增加，拒绝“GDP是居民消费CONS的原因”的概率变大，而拒绝“居民消费CONS是GDP的原因”的概率变小。 如果同时考虑检验模型的序列相关性以及赤池信息准则，发现：滞后4阶或5阶的检验模型不具有1阶自相关性，而且也拥有较小的AIC值，这时判断结果是:GDP与CONS有双向的格兰杰因果关系，即相互影响。 分析： 案例 中国当年价GDP与居民消费的因果关系。 案例 中国电力基本建设投资与发电量之间关系 将系数 代入上式，得： 式（5.2） 式（5.1） 在2阶阿尔蒙多项式变换下，对于分布滞后变量模型 其中， （13.62）（1.86） （0.15） （-0.67） 求得的分布滞后模型参数估计值为 根据样本数据，模型估计结果如下： 案例 中国电力基本建设投资与发电量之间关系 代入到阿尔蒙多项式可得： 最后得到分布滞后模型估计式为： 案例 中国电力基本建设投资与发电量之间关系 案例 中国电力基本建设投资与发电量之间关系 案例 中国电力基本建设投资与发电量之间关系 科伊克（Koyck）方法 科伊克方法是将无限分布滞后模型转换为自回归模型，然后进行估计。对于无限分布滞后模型： 科伊克变换假设?i随滞后期i按几何级数衰减： 0?1  显然，其长期影响乘数为 科伊克变换的具体做法: 将科伊克假定 代入无限分布滞后模型，得 滞后一期并乘以? ，得 (*) 将（*）减去（**）得科伊克变换模型： (**) 科伊克（Koyck）方法 整理得科伊克模型的一般形式： 科伊克模型的特点(1)与(2) 科伊克（Koyck）方法 但科伊克变换也同时产生了两个新问题： （1）模型存在随机误差项的一阶自相关性； （2）滞后被解释变量Yt-1与随机项vt不独立。 这些新问题需要进一步解决。 自回归模型参数估计 自适应预期模型 自适应预期模型 在某些实际问题中，因变量Yt并不取决于解释变量的当前实际值Xt，而取决于Xt的“预期水平”或“长期均衡水平”Xte。 例如：家庭本期消费水平，取决于本期收入的预期值；市场上某种商品供求量，决定于本期该商品价格的均衡值。 因此，自适应预期模型最初表现形式是 (*) 其中：r为预期系数, 0?r ?1。 这个假定还可写成： (**) 自适应预期模型 预期变量是不可实际观测的，往往假定为: 其中 可见自适应预期模型转化为自回归模型。 由(*)和（**）整理得 局部调整模型 ◆局部调整模型主要是用来研究物资储备问题 ◆例如，企业为了保证生产和销售，必须保持一定的原材料储备。对应于一定的产量或销售量Xt，存在着预期的最佳库存。 ◆局部调整模型的最初形式为 式(5.4) Yte不可观测。由于生产条件的波动，生产管理方面的原因，库存储备Yt的实际变化量只是预期变化的一部分。 局部调整模型 或： (*) 其中，?为调整系数，0? ? ?1 将原式 代入到（*）式得 可见，局部调整模型转化为自回归模型 储备按预定水平逐步进行调整，故有如下局部调整假设： 局部调整模型 局部调整模型： 存在：滞后被解释变量Yt-1与随机扰动项??t的异期相关性。 解决办法：OLS估计方法 自回归模型的参数估计存在的主要问题 ◆ 滞后被解释变量与随机干扰项异期相关 案例 中国长期货币流通量需求模型 经验表明：中国改革开放以来，对货币需求量(Y)的影响因素，主要有资金运用中的贷款额(X)以及反映价格变化的居民消费者价格指数(P)。 长期货币流通量模型可设定为 由于长期货币流通需求量不可观测，作局部调整: (*) (**) 将（*）式代入（**）得短期货币流通量需求模型： 案例 中国长期货币流通量需求模型 运用OLS法估计结果如下 （-2.93） (2.86) (3.10) (2.87) 由 得 最后得到长期货币流通需求模型的估计式： 案例 中国长期货币流通量需求模型 自回归模型的参数估计存在的主要问题