第六章 分布滞后模型和自回归模型

❖ 对于滞后长度为已知的分布滞后模型，修正 的估计方法有经验加权法、阿尔蒙(Almon)多 项式滞后法等。
❖ 各种方法的基本思想大致相同，都是通过对 各滞后变量加权，组成线性组合变量(即滞后 变量的线性组合)作为新解释变量引入方程， 有目的地减少滞后变量的数目，缓解多重共 线性，保证自由度。
格兰杰因果检验
❖ 先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解 释的程度，然后验证通过引入序列 x的滞后 值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则 称序列 x是y的格兰杰成因，此时x的滞后期 系数具有统计显著性。一般地，还应该考虑 问题的另一方面，即y是否是x的格兰杰成因。
❖ Eviews计算如下的双变量回归：
yt 0 1 yt1 k ytk 1xt1 k xtk xt 0 1xt1 k xtk 1 yt1 k ytk
第六章 滞后变量模型
科克分布滞后模型
❖ 科克模型： yt 1 0 xt yt1 ut ut1 ❖ 在估计的过程中存在以下问题： ❖ （1）由于作为解释变量yt1，因此模型中包含
随机解释变量； ❖ （2）即使原模型中的 ut不存在序列相关，然
而ut ut1是序列相关的； ❖ （3）解释变量yt1 和误差项ut ut1存在序列相
关。
❖ 因此，使用OLS估计将导致估计量不仅是有 偏的而且非一致的。可以采用工具变量法来 估计，有学者建议用xt1 作为 yt1 的工具变量。
有限分布滞后模型
பைடு நூலகம்❖ 一般模型为：
yt i xti ut
❖ 对于滞后长度的确定，可以根据实际经济问 题的需要和经验进行判定，也可以利用一些 判定方法和准则，如赤池(Akaike)AIC准则与 施瓦兹(Schwarz)SC准则等。
❖ 其中k是最大滞后阶数，通常可以取稍大一些。 检验的原假设是序列x(y)不是序列y(x)的格兰 杰成因，即
1 2 k 0