自回归分布滞后模型

1、案例六自回归分布滞后模型（ADD的运用实验指、实验目的理解ADL模型的原理与应用条件，学会运用 ADL模型来估计变量之间长期稳定关系。理解从经济理论上来说，两个经济变量之间的确有长期关系采用使用该模 型进行估计。理解ADL模型的优点：不管回归项是不是1阶单整或平稳都可以进行 检验和估计。而进行标准的协整分析前，必须把变量分类成 和二、基本概念Jorgenson（1966）提出的（PT）阶自回归分布滞后模型 ADL（autoregressive distributed lag） :M，其中是滞后+I期的外生变量向量（维数与变量个数相同），且每个外生变量的最大滞后阶数为0是参数向量。当不存在外生变

2、量时，模型就退化为一般ARMA；PT）模型。如果模型中不含有移动平均项，可以采用OLS方法估计参数，若模型中含有移动平均项，线性OLS估计将是非一致性估计，应采用非线性最小二乘估计三、实验内容及要求（1）实验内容运用ADL模型研究1992年1月到1998年12月我国城镇居民月对数人均生活 费支出yt和对数可支配收入xt之间的长期稳定关系。（2）实验要求在认真理解模型应用条件的基础上，通过实验掌握ADL模型的实际应用方法，并熟悉Eniews的具体操作过程。四、实验指导（1）数据录入打开Eviews软件，选择“ File ”菜单中的“ New- Workfile ”选项，在“Workfile st

3、ructure type”栏选择“ Dated-regular frequency ”，在“ Dataspecification”栏中“ Frequency”中选择“ Monthly ”即月份数据，起始时间输入1992m1即1992年1月份，止于1998m12点击ok,见图6-1，这样就建立了一 个工作文件。图6-1建立工作文件窗口点击File/lmport，找到相应的Excel数据集，打开数据集，出现图 6-2的窗口，在“ Data order ”选项中选择“ By observation ”即按照观察值顺序录入， 第一个数据是从a2开始的，所以在“ Upper- left data cel

4、l ”中输入a2，本例有2 列数据，在“ Names for series or number if named in file” 中输入序列的名字2,点击ok，则录入了数据，图6-3显示的xt和yt便是录入的对数可支配收 入和对数人均生活费支出。二tdl_. 2 匕“ jll：JUTrnpTt ftnpla1392frOL 1938fi 12OE£U.0 0 c w T JJJ图6-4图6-#图6-2图6-#宏观经济理论告诉我们，支出来源于收入，尤其是可支配收入，因此，从长 期来看，人均生活费支出和可支配收入之间必定存在长期稳定关系。因此可以考虑 用分布滞后模型来描述二者之间的长期

5、关系。(2)建立一般模型消费具有惯性，即当期消费会受历史消费支出的影响，同时也会受当期收入 和当前经济实力的影响，而当前经济实力主要取决于历史收入情况，也就是说当期 支出受历史收入和支出，以及当期收入影响，我们可以把当期支出关于当期收入， 历史收入和支出进行回归，另外，考虑到是月份数据，还应该考虑滞后12期的可支配收入和支出。在主窗口命令栏里输入Is yt c yt(-1) yt(-2) yt(-3) yt(-12)xt xt(-1) xt(-2) xt(-3) xt(-12)，回车，即得回归结果图 6-4。从回归结果看出，模型拟合很好，但有些变量t检验未能通过，按照p值从大到小的顺序逐步剔

6、除不显著的变量，直到每个解释变量都高度显著为止。首先剔除xt(-3)，得回归模型见图6-5，其他解释变量的p值都有所减小，继续剔除p值最大的xt(-2)，得 回归结果图6-6。VariableCoefficientStd Errort-StatisticPnobC03154390 12828424589070 0167YT(-1)01364220 0911391 4968590 139SVT(-2)0 0996660 0943781 0560290 2951YTg0 0562730 0B91460.6312410.5302YTH2：0.6943380.0371037 9709630.0000X

7、T0 7767820 06882011.237080.0000碎1)4J545630 097311-1.7702610 0316m-0 047750 0S8023-0S439000 5835XT(-3)-0 0154230 031772-0 1836750 8610XT(-12)-0 5964670 1029335 794714'0 0000R-squared0 988030Mean dependent ar5 8Q7S09Adjusted Rsquared0 986293S.D. dependent var0 338766S.E of regression0 039662Akaike

8、 info criterion-3.408S93Sum squared resid0.097531Schv.arz criterion-3.172389Log likelihood135 5893F-statistic56S G352Durbin-'A-'atsan stat1 922932Pro bi F-statisticiooooooo图6-6VariableCoeffi ci entStfl Errort-StatisticProbCQ 316681012729224799740 0153W)01362780 09043515069100 1368YTT)0.10509

9、30 0391971 1782070 2431W)0.0412380 0396601.0397940.3024YT(-120.6940390 0864258.0305530.0000XT0 7777170 06811411 417820 OQOQxr(-i)0 1535590 08647917756020 0006XT(-2-0 0543070 080531-0 6743650 5025KTM2)5976600.101949-5 8623310 0000R-squared0 988023Mean dependent .ar5 807509Adjusted R'Sqiiared0 986

10、503S.D d即endent var0338766S E of regression0.03936?Akaike info criterion-3.515796Sum squared resid0.097587Schwarz criterion-3.231213Lag likelihood135.5687F-statistic643 6551Durbin-Watson stat1 925549ProbrF-statisticI0 QOOQQO图6-5图6-6显示，仍有yt(-3)的p值较大，继续剔除yt(-3)，得回归结果6-7。在逐步剔除不显著的解释变量过程中，模型的拟合效果变化并不大，且

11、AIC和SC值在逐步减少，说明历史较久远的收入和支出对当期支出影响的确不大。VariablyCoefficientStd Errort-StatisticProbC0 3235230 1262192 5631910 01270 1662730 085Q711 3369710 009YT罔00518840 0414231.2625480 2149YT(绚0 0393970 0393971.0000120 3211YT(-12J0 6399800.0858478.0373290 0001灯0 7799110 06774611 512260 ooocXT(-1)-0 1766700 079123-2

12、.231576o o的;XT卜121-0 5942160.101337-S 8608960 000QR-squared0 987937Mean dependent /ar5 807509Adjusted R-squared0 S86618S D dependent ar0 33S76BS E of regression0039189Akai info criterion*3536382Sum squared resid0 098292Sch./arz criterion*3.203413Log likelihood135 3097F-statistic74S.777QDurbin-Watson

13、 stat1 958736ProiF-statistico oooood图6-6VariableCoefficientStd Errort'StatisticPrabC0 3277490.1261432.S981340 011SYT(*1)0 1592910 0350131 8736250 0655YTf-20 0702420 0371331 3916550.0630YT(12i0 7012020 0851103.2337520.0000XT0 7377730 06728811 707410.0000n n?nru-? 11的卫加fl D切XT-12i-0.5596020 101239

14、-5.9234200.0000R-squared0987740Mean dependent ,ar5 807509Ajdjusted R-scuared0 906G10S D dependent 30338766S E of regression0 039189A.<ai<& info 匚 rite non-3 548655Sum squared resid0 099823Sch/.-arz criterion-3 327312Log likelihood134 7516F-statistic373 4061DurbinWatson stat1 952664PncbiF-s

15、tatistic0 000000图6-7考虑到滞后1期和滞后2期的生活费支出对当期生活费支出影响的实际情 况，从6-7中继续剔除p值较小的yt(-2)，得回归结果图6-8。VariableCoefficientStd Errort-Statisti;PnQbC0 35421501277952 7717720 0072YT(-1)0 2025510 033J532.42830»0 CV9YT卜0 6814110 0860997 9142930 0000XT0 0017230 06817711 7S9410 0000XT(-1)0 1754800 080564-2 1781550 033

16、0xr( 120 5658350 1019375.5300870 GOODR-squared0.937074Mean deperrdent ,ar5 807509Adjusted R-squared0.986095S.D depandent ar0.338766S.E. of regression0.039940Aka ike info criteriioni-3.522043Sum squared resid0.105323Sclv.varz criterion-3.333121Log likelihcod132 8223F-statistic1007 993Durbin-t； a?san

17、stat1.980391Prob F-statistic0 000000图6-8从6-8的的参数估计结果看出，包括常数项在内的各解释变量在显著性水平0.05下都显著，模型的R2也很大，模型整体的显著性 F检验显示模型高度显著模型诊断对最后拟合模型后的残差序列进行检验，在方程估计窗口，点击view/Residual Test/Correlogram-Q-Test ，出现图 6-9 的对话框，在滞后阶数中输入10（），得出模型残差的相关图6-10，显然残差为白噪声序列，说明模型拟合很好见 图6-11。也说明该模型可以作为反映城镇居民月人均生活费支出和可支配收入关 系的自回归分布滞后模型（ADL o_aa凯iF上址ion图6-9AulocorreJatiDnParia CorrelatiaiAC PAC Q-Stat Prob1 111 0.004 0 004 0.0011 0 974|=11 I2 0 151 d 1S1 1 7355 0 4201n3 0 131 0 13S 3 0f25 0 3B411丁4 0 135 0 11S 4.4710 0 146| UIE15 -0.0fi4 -0 104 4 3006 0 4411i 116 0 J20 -0 040 4.3c16