實驗報告六完成版

實驗六滯后模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗一、 實驗?zāi)康睦肊views做滯后模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗；二、 實驗原理1、 滯后變量模型Y=P+^Y+月Y++月Y+aX+aX++aX+^t0 1t-1 2t-2 qt-q0t1t-1 st-st2、分布滯后模型的參數(shù)估計 ...阿爾蒙多項式法：針對有限滯后期模型，通過阿爾蒙變換(運用拉格朗日插值公式，用多項式函數(shù)逼近各項滯后系數(shù)，)，定義新變量，以減少解釋變量個數(shù)，然后用OLS法估計參數(shù)。步驟：模型：y=a+￡P(guān)X+pi=0第一步，假設(shè)滯后期長度s，對模型作m階阿爾蒙變換假設(shè)其回歸系數(shù)P可用一個關(guān)于滯后期i的適當(dāng)階數(shù)的多項式來表示，即iP.=￡ak(i)k,i=0,1,,s其中，mvs，阿爾蒙變換要求先驗的確定適當(dāng)階數(shù)m，如取k=0m=2，得P=￡a(i)k=a+a(i)+a(i)2，代入模型中，得k=0Y=a+￡(&(i))X+…a￡X松￡(i)X+aTOC\o"1-5"\h\zi=0k=0 i=0 i=0,W=￡(i)2X.i=0定義新變量W=￡(i)mX.，即W=￡X.,,W=￡(i)2X.i=0i=0 i=0 i=0原模型轉(zhuǎn)換為：Y=a+aW+aW+aW+pt 00t11t221t第二步，對模型Y=a+a°氣+%氣+aW2+^進行ols估計，得到參數(shù)估計值a,a,a代入p=￡a(i)k=a+a()+a(2)，求出滯后分布模型參數(shù)的估計值0 1 2 i k 0 1 2k=0AA AP,P,,P。0 1 s3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗原理：自回歸分布滯后模型揭示：某變量的變化受其自身及其他變量過去行為的影響。當(dāng)兩個變量在時間上有先導(dǎo)——滯后關(guān)系時，可以從統(tǒng)計上考察這種關(guān)系是單向的還是雙向。如果主要是一個變量過去的行為在影響另一個變量的當(dāng)前行為，存在單向關(guān)系；如果雙方的過去行為在相互影響著對方的當(dāng)前行為，存在雙向關(guān)系。對于兩變量X與Y，格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求估計以下回歸：Y=P+工PY+工以X+日TOC\o"1-5"\h\zt0 it-i it-i 1ti=1 i=1X=8+會X+尤入Y+四t0 it-i it-i 2ti=1 i=1可能存在以下四種檢驗結(jié)果X對Y有單向影響：X的滯后項影響Y，但Y的滯后項不影響X。ai整體不為零，祖i整體為零；Y對X有單向影響：入i整體不為零，而ai整體為零；Y與X間存在雙向影響：ai和入i整體不為零；Y與X間不存在影響：ai和入i整體為零。H0:X不是Y的格蘭杰原因，即X的滯后項前的參數(shù)整體為零H:X是Y的格蘭杰原因檢驗統(tǒng)計量：F=R：'U了m，其中m為X的滯后項的個數(shù)，n為樣本容量，k為RSS/(n-k)可能存在的常數(shù)項及其他變量在內(nèi)的無約束回歸模型的待估參數(shù)的個數(shù)。拒絕域：F>F'm,n—k)三、 主要儀器及耗材MSWindows2000/XP/2003.microsoftoffice2000/2003.安裝計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews的計算機實驗室.四、 實驗內(nèi)容用Eviews完成滯后模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗。5.6利用題5所給的數(shù)據(jù)，試回答：假定銷售量對廠房設(shè)備支出有一個分布滯后效應(yīng)，試用4期滯后和2次多項式去估計此分布滯后模型；檢驗銷售與廠房設(shè)備支出的格蘭杰因果關(guān)系，使用直至6期的滯后并評述你的結(jié)果。五、 實驗步驟1、已知X對Y有一個分布滯后效應(yīng)，用4期滯后和2次多項式估計滯后模型參數(shù)。建立模型Y=a+aW+aW+aW+旦；根據(jù)阿爾蒙變換，令00 11 22tP=a+ai+ai2 (i=0,1,2,3,4)，則原模型變形Y=a+aW+aW+aW+旦i0 1 2 00 11 22t其中Z=X+X+X+X+XZ=X+2XX+3XX+4XXZ2=X1+4xX2+9xX3+16xX4首先建立序列x,y1、 阿爾蒙變換點擊Quick-GenerateSeries,再出現(xiàn)的窗口中分別輸入&=W=X+X(-1)+X(-2)+X(-3)+X(-4)&=W=X(-1)+2*X(-2)+3*X(-3)+4*X(-4)&=W=X(-1)+4*X(-2)+9*X(-3)+16*X(-4)生成三個序列W、w、W；作Y關(guān)于w、W、W的OLS回歸。得到估計結(jié)果0 1 2 0 1 2W=-30.82554嗎=0.832421W=-0.607923吧=0.092921,代入P=a+ai+ai2 (i=0,1,2,3,4)，得：#=-30.82254 B=-0.3174 [3=-0.01174 [3=-0.15506 [3=-0.112530 12 3 4II、Eviews直接估計點擊Quick-estimateequation,再出現(xiàn)的對話框里輸入YCPDL(X，4,2)，確定即得到估計結(jié)果B=-30.82254 B=-0.3174 [3=-0.01174 [3=-0.15506 fS=-0.112530 12 3 42、 格蘭杰因果檢驗點擊Quick-Groupstatistics-GrangercausalityTest,在出現(xiàn)的窗口中輸入YX，點擊OK，在LagSpeci...窗口中輸入滯后階數(shù)(m=1,2,3,4,5,6)，點擊OK,得到格蘭杰檢驗結(jié)果。3、 LM檢驗另外，還需檢驗是否存在序列相關(guān)性。分別作X、Y關(guān)于X滯后m期和Y滯后m期的模型估計，進行LM檢驗。點擊X與Y兩序列，建立方程，窗口中輸入YCX(-1)-?X(-m)Y(-1)…Y(-m),(m=1,2,3,4,5,6)得到估計方程后，點擊view-residualtest-LM，輸入滯后期1，得到LM滯后一階檢驗的結(jié)果。窗口中輸入XCX(-1)-?X(-m)Y(-1)???Y(-m),(m=1,2,3,4,5,6)得到估計方程后，點擊view-residualtest-LM，輸入滯后期1，得到LM滯后一階檢驗的結(jié)果。整理得到，從第四階以后，檢驗?zāi)Ｐ投疾痪芙^“Y是X的格蘭杰原因”，也不拒絕“X是Y的格蘭杰原因”。由赤池信息準(zhǔn)則，發(fā)現(xiàn)之后二階得檢驗?zāi)Ｐ蛽碛休^小的AIC值。如果以此為依據(jù)，結(jié)論為兩者互為格蘭杰因果關(guān)系。六、實驗原始記錄及其處理阿爾蒙w變換

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/06/14Time:11:53Sample(adjusted):19741991Includedobservations:13afteradjustmentsVariable CoefficientStd.Erro「t-StatisticProb.DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12^06^14Time:12:06Sample(adjusted):19741991Includedobservations:18afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SumofLags0.37052 0.03272 26.6025WEquation:UNTHLEDWorkfile:UNTnLED::Untitled\ViewProcObjectPrintNameFreezeEstimateForecastStatsResids3.9164200.1899710.2769010.067810-3.4571664381840-2.19545413703170.00330.00060.04550.1922R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodF-statisticPro^F-statistic)0.9312270.9772046.776057642.8093-57.7201824391940.000000MeandependentvarS.D.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionHannan-Quinncriter.Durain-Watsonstat121.787844.879376.057798DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/06/14Time:11:53Sample(adjusted):19741991Includedobservations:13afteradjustmentsVariable CoefficientStd.Erro「t-StatisticProb.DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12^06^14Time:12:06Sample(adjusted):19741991Includedobservations:18afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SumofLags0.37052 0.03272 26.6025WEquation:UNTHLEDWorkfile:UNTnLED::Untitled\ViewProcObjectPrintNameFreezeEstimateForecastStatsResids3.9164200.1899710.2769010.067810-3.4571664381840-2.19545413703170.00330.00060.04550.1922R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodF-statisticPro^F-statistic)0.9312270.9772046.776057642.8093-57.7201824391940.000000MeandependentvarS.D.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionHannan-Quinncriter.Durain-Watsonstat121.787844.879376.0577987.0556586.0050001358472軟件自動變換ViewProcObjectPrintNameFreezeEstimateForecastStatsResids0.9164200.1343070.0679560.067810-3.457166-0.007410-3.4763121.3703170.003S0.93160.00370.1922R-squaredAdjustedR-squaredS.E.of「egressionSumsquaredresidLoglikelihoodF-statisticProb(F-statistic)0.9312270.9772046.776057642.3093-57.7201324S.91940.000000MeandependentvarS.D.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarz,criterionHannan-Quinncriter.Durbin-Watsonstat121787844.879376.3577987.0556586.005OSO1353472LagDistributionofXiCoefficientStd.Errort-Statistic0.332420.31742-0.01174-0115506-0.112530.139970.097920.134310.092370.196274.331043.24151-0.03741-1.67865-0.57334-30.325540.332421-0.6079230.092921[=]Equation:UNTITLEDWorkfile:UNinLED::Untitled\CPDL01PDL02PDL03-30.32554-0.011740-0.2362370.092921格蘭杰因果檢驗回Group:UNTHLEDWorkfile:UNinLED::Untitled\ _BX[viewProcObjectPrintNameFreezeSampleSheetStatsSpecPairwiseGrangerCausality1TestsDate:12^06/14Time:12:13Sample:19701991Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.XdoesnotGrangerCauseY2013.46349.E-05YdoesnotGrangerCauseX13.165S0.0005一期到六期滯后的格蘭杰因果檢驗結(jié)果滯后長度格蘭杰因果性F檢驗的P值LM（1）檢驗的P值A(chǔ)IC值結(jié)論1XdoesnotGrangerCauseY2.E-050.51396.839780拒絕YdoesnotGrangerCauseX0.00010.03385.990657拒絕2XdoesnotGrangerCauseY