第五章分布滯后模型(藍色)

1、2Y=貨幣流通量貨幣流通量 LnYLnXLnXLnYtttt 2900. 07859. 03338. 00545. 1121X2工業(yè)企業(yè)存款。工業(yè)企業(yè)存款。X1儲蓄的月利率儲蓄的月利率3 45678910111213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14tttttuXXXY212 . 03 . 04 . 0常量15 tktktttuXXXY110ttttuXXY1101617 18012i 19 20

2、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)。21 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

3、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)。22 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。23 24252627第二節(jié)第二節(jié) 有限分布滯后模型有限分布滯后模型

4、2829kii, 2 , 1 , 030ii31 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。mmiiii221032ttttttuXXXXY3322110 2210iii 210,33ttttttttttttu)XXX()XXX()XXXX(Y3212321132109432343212321132109432tttttttttttttXXXZXXXZXXXXZ35tttttuZZZY221100210, 3621032102210100934237 tktktttuXXXY110 38mmiiii2210 390

5、0m101mm221022012mkmkkk40001101220120111212()(22)()(2)(2)ttmtmmtmmt ktttt kttt kmmmttt ktYXXXkkkXuXXXXXkXXXk Xuk,1041令011121222ttt kttt kmmmttt kWXXXWXXkXWXXk XtmmtuWWWY11004201,m01,m01,k43二、阿爾蒙估計法的優(yōu)缺點二、阿爾蒙估計法的優(yōu)缺點44i45ii464748ttttttuXXXXY33221104950tttttuZZZY2211003212321132109432tttttttttttttXXXZXXX

6、ZXXXXZ511.8482 148.639099680(0.0222) (0.0846) (0.0015) (0.00) (-2.5961) (1.8671) (3.9959) (-3.5829) (0.1665) (0.4831) (0.1655) 98801992432209020066120754071402210DWF .Rpt).(SeZ.Z.Z.Ytttt52ii5226. 0937367. 0421311. 14322. 09020. 06612. 06612. 0210321022101003215226. 07367. 01311. 16612. 07540.7140ttt

7、ttXXXXY53Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/13/05 Time: 09:18Sample(adjusted): 1958 1974Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-7140.7541992.988-3.5829400.0033Z00.6612480.1654803.9959470.0015Z10.9020490.4831311.8670900.0846Z2

8、-0.4321550.166464-2.5960850.0222R-squared0.996797 Mean dependent var81869.00Adjusted R-squared0.996058 S.D. dependent var27991.74Log likelihood-148.8593 F-statistic1348.639Durbin-Watson stat1.848202 Prob(F-statistic)0.00000054第三節(jié)第三節(jié) 幾何分布滯后模型幾何分布滯后模型55ttttuXXY1105657ttttuXXY11058jj0 59tjtjttttuXXXXY0

9、22010060616263646566 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-1 Yt - Yt-1= (1- )+ 0Xt+ut-ut-1tjtjttttuXXXXY022010067Yt =(1- )+ 0Xt + Yt-1+vt vt=ut-ut-168 tttuXY*110*1tX69*1tX*1tXtu70*1tX7172*1tX*1tX*1tX7374)(*1ttttXXXX*ttXX 7500*ttXX760*ttXX*1ttXX77 *1)1 (tttXXX7811

10、若和。79*11*)1 (tttXXX221*1)1 ()1 (ttttXXXX80tttttuXXXY2211110)1 ()1 (1321211101)1 ()1 (tttttuXXXY81 )1 ()1 (82ttttvYXY11011)1 (tttuuv1*101)1 ()1 ()1 (1tttuXY838485tttuXY10*tYtXtu86*tY871*ttYY88)(1*1ttttYYYY891*11tttYYY1190ttttuY)(XY1101ttttttuvvYXY1*21*10*01*2*1*0 919293第四節(jié)第四節(jié) 自回歸模型的估計自回歸模型的估計 ttttuYX

11、Y1941110)1 (1tttttuuYXYttttuY)(XY1101110)1 (tttttuuYXY959697 ttttvYXY1210ttuvtu98 0),(01ttstYvEstvvE99ttttuY)(XY1101121101)1 (ttttuYXY100 對模型對模型(7.32)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)。101112101tttttttu )(uvvYXY102 1031040)1 ()1 ( )1 ( )1 ()(

12、2212111utttttttEuuuuuEvvEtv1tv1050)1 ()1 ()1 ()()1 ()1 ()(221112211011111uttttttttttttuEuvYXEuYEuuYEvYE106107108109ttttuXXY1210110221101tttXXY1210tttXXY111 ttttttttttttttttttttvYYYXYYYvXYXXXYXvYXnY121211101122101210112012, , 012 , tv tv1tY1tY113tttttttttttttttttttttvYYYYXYYYvXYXXXYXvYXnY111211101122

13、101210114 115ttttuYXY1210116)(12nVarnh 221tY2)(2Vard21111700:H0:1H0:0H1182Z2|h|Z2|h|Z1190Z |h|1201211)(2nVar122 【例【例7.2】表表7.2是某國連續(xù)是某國連續(xù)6年貨幣流通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。123124tuttteXXY21210*ttttuLnXLnXLnLnY22110*125*tY10 ),(1*1ttttLnYLnYLnYLnY126tttttuLnYLn

14、XLnXLnLnY122110)1 (127128 DW F Rp t SeLnYLnXLnXLnY2tttt1103. 21320.3889839. 0 (0.0081) (0.0000) (0.1072) (0.0233) (2.9557) (8.6223) (-1.6909) (-2.4665) (0.0981) (0.0911) (0.1974) (0.4275) 2900. 07859. 03338. 00545. 1121129Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresDate: 04/13/05 Time: 10:12Sampl

15、e(adjusted): 2 24Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1.0544700.427522-2.4664720.0233LOG(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.

16、156140Adjusted R-squared0.981409 S.D. dependent var0.347562Log likelihood39.69688 F-statistic388.1320Durbin-Watson stat2.110307 Prob(F-statistic)0.0000001302409810110322n ,.) Se(,.DW30720098102412422.1103-(12.)h0.0596010250.Z.0250.Zh 131 132ttttuLnXLnXLnLnY22110*tttttuLnYLnXLnXLnLnY122110)1 ( LnY.Ln

17、X.LnX.LnYtttt12129000785903338005451tt*tLnX.LnX.LnY21106914701048521133tt*tLnX.LnX.LnY21106914701048521134 135136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7.3】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 (1tttttuuYXY137 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(

18、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. 221tttCXC138 此回歸表明此回歸表明,邊際消費傾向邊際消費傾向(MPC)為為0.2959。 就是說就是說, 當(dāng)前的或觀測的可當(dāng)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. 0/2

19、2139 就是說，當(dāng)消費者有足夠的時間調(diào)就是說，當(dāng)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。140 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(dāng)前或觀測的收入的線性函數(shù)。據(jù)部分當(dāng)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)(XY1101141 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，

20、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)期模型是適宜的。142 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。143 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144 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