滞后变量试验报告

1、计量经济学上机实验报告六题目：滞后变量实验日期和时间：班级：学号：姓名：实验室：实验环境： Windows XP ; EViews 3.1实验目的：掌握滞后效应、因果关系检验及分布滞后变量模型估计，熟悉EViews软件的相关应用实验内容：利用实例数据和 EViews软件，因果关系检验、米用阿尔蒙法估计回归模型、检验及滞后效应分析。 第七章习题7.3实验步骤：一、建立工作文件1菜单方式2命令方式：CREATE A 起始期 终止期二、输入数据三、应用互相关分析命令初步选择滞后期长度，结果如下：Cross Y X据此，初步设定分布滞后模型 利用阿尔蒙法估计模型，命令和结果为Ls Y C PDL(X,

2、3,2)试验结果：例3-9表7给出了某地区制造行业与统计资料(单位：亿元)，(1) 检验库存和销售额之间的因果关系(2) 利用互相关分析命令，初步设定分布滞后模型滞后期长度(3) 试阿尔蒙方法估计分布滞后模型建立库存函数表7 某地区制造行业与统计资料(单位：亿元)年份库存y销售额x年份库存y销售额x19784506926480198868221410031979506422774019897796544869198051871287361990P 84655464491981500702728019919087550282198252707302191992970745355519835381

3、4307961993P 10164552859198454939308961994P1024455591719855821333113199510771962017198660043350321996P 1208707139819876338337335199714713582078答案：(1)检验库存和销售额之间的因果关系数组窗口中点击Granger Causality,分别输入滞后期长度，结果如下:滞后期为1Fiirwle granger C=>ljsIity T台导t#Date: 1 2/O6JT1 2 Time: 1 7：1 6Sample： 1 978 1 997Lags. 1

4、Null Hypothesis"Oi3SF-Stati Sticprntix dios not Granaor emu召曰 Y Y does not Granger Cause X1 953.31 652.E-O04.346670.0535滞后期为2關 EV i e wsGroup: GROUPO1Workfi1c : EXX does not GrangerYY does not Grangeir Cause X181 8 45910.D0022655820/1079LEile Edit QbjectEr ocuiek Oct ionsHelp#i占刊阿口2|0切曰亡1: | gr

5、ingJlM凸mo |Fr色e;z吕sample sh曰归上乡上吕上弓l|SpK匚FaiiiWise Granger Cusnty Test© Date: 1 2/06/1 2 Time: 1 7:25 Gample: 1 978 1 997Lags: 2Null Hypothesis:Obs F-Statistic Prob,滞后期为31? EViews I Grour> = GROUPO1Workf i 1 e : EXI J File-E. ddft匸Bzs i l d 七Vd. e w 史工口 u Cxj-Jl crlc.口 gz;W±rrLclio-w日匕丄

6、口Pairvvis-B： Ora ng er CUEahty Tests- oitr- 13 Tiimo 1 7 2RSample 1 97Q 1 9 97Imgim: 5M u 11 ll-ly p otn e s 1 s:OikJSF-StatisticIF3 roX does- noter Clause T1 77 .A 7D&4U.UUUDV does- not Oranosr Ueuww X4131260.0330滞后期为4I G X'-L> u 戸GKOURO1厂 曰>b -i p3fi «¥r £t oc? taL

7、7;j± okO&t±otvtf口讨 U曰IfVi 啊匡 机 Ll巴口厨1 PsJSJSSJFairwleo Grana ar Qus-»lity ToeEcdate 1 2/06/1 2 T* me- 1 7 ：29ar>ip Io* 1 ta7Q 1 u<u71>6口 a, 4Midll IHvmol ho 919QibF-ei?3hstic尸EK 口处 日 Eva = inat Gmu ur Umu戸 YH曰io.ai asV doe s not G r別riQ er Gfuee X2B1 3736口 1 7QD滞后期为5戸&quo

8、t;Zill rwlg u it -on o d c- r C= g【u n ci lllrfc ITu 口tu LJ>=r*l"=? .1 2/OtS/l 32 Firm w .1 戸：.NRA lir Vih FBII M1 SSl ? Fl 1 口 口 jfI4口g： Sr-J«jll i|txiFQLH0 w x<-> M 5±=Vh(E匸irutP.X clous, not 0irq匸 hljmu P1 m£1.轉了工_240.0-4'V cl 口un not jircsiin；£|or Ucunu-1 .

9、2SF-1 TO.-4-1I 5_l滞后期为6pairwise Oramser Cusliiy Tests：DSitG： 1 2/0 0/1 2 Time. 1 7： 31Sample: 1 9 78 1 9(9 7LaiQS： BMljIII Hyp 口七忤丘与i导：F-StatisticProbX does not Oranger CausY1 44.5277S0 3450Y does not Grander CauseXO. 73斗弓曰0.71 24格兰杰因果关系检验结果表滞后长度q=s格兰杰因果性F值F值的P值结论1x不是y的格兰杰原因53.31652.e-06拒绝y不是x的格兰杰原因

10、4.34670.0535接受（a =0.05）,拒绝（a =0.10）2x不是y的格兰杰原因18.45910.0002拒绝y不是x的格兰杰原因2.65580.1079接受（a =0.05）,接受（ =0.10）3x不是y的格兰杰原因7.47050.0065拒绝y不是x的格兰杰原因4.13130.0380拒绝4x不是y的格兰杰原因7.63330.0108拒绝y不是x的格兰杰原因2.13740.1790接受5x不是y的格兰杰原因6.47220.0472拒绝y不是x的格兰杰原因1.28720.4151接受6x不是y的格兰杰原因4.52780.3450接受y不是x的格兰杰原因0.73460.7124接

11、受从上表可知，当滞后阶数低于6时，因果关系检验结果为拒绝“销售额不是库存的格兰杰原因” 的假设，即销售额是影响库存的原因；而当滞后阶数为3和1时拒绝“库存不是销售额的格兰杰原因”，即库存是影响销售额的原因，当随着滞后阶数为 2、4、5、6时接受“库存不是销售额的格兰 杰原因”，即库存是影响销售额的原因，可见，一年及三年库存和销售额具有双向的因果关系，而 4年和5年仅具有销售额对库存的单向因果关系，5年以上二者均不具因果关系。据此，我们确定 销售额为影响库存的原因。（2）利用互相关分析命令，初步设定滞后期长度Cross y xincludecJeivationis: NOQ口rrelti口nm

12、曰sIty g口口曰liwYmrut miPRi-口&Y.XC * Dilaiaile-d斗 1-也S4 0 了；DTSIDJON 0m门口了； ooonoaooQ-IJ40.(5055 E尹曰1n 3d了 a 口.左了兰!5 0.1 500 0 uo -" of-234vi&zoc 些口CM从上图丫与X的各期滞后值的相关系数及直方图可知，（考试中根据相关系数接近0.5的 最大滞后期，做论文时可以先初步设定再逐步改变滞后期长度，当判定系数最大或赤池准则和 施瓦兹准则最小者时，其对应的滞后期长度）库存额可能与当年和前三年的销售额相关，故初步设定滞后期长度为3,模型为Yt

13、=a+boXt+ biXt-i+ b2Xt-2+ b3Xt-3+ ；t2、利用阿尔蒙法估计模型，命令和结果如下：（1）假定bi可以用一个二次多项式逼近（注：一般多项式次数 m小于滞后期长度s） Ls Y C PDL（X,3,2）*lizjw Prcm-fObjDi-in r I厂nrl产it三日 1 曰勻“” ipLd 戶口厂歹匸曰mb 三1_口上±-代|=1|_|t? t r曰厂| 口曰 EImR I 旧：Vw g thio-d Lqi&I Slili re &dutia: 1 Qjri却 1 2 TlmEl st:O3S am 口 Ie Buim-T cd) :

14、l 9 Q_l I 0 些了hucluded oloBi>tvatioi"iB： 1 7 ATtr dj u *tm * nilVm Nmlti TC m a H1 c i b n 1Std. Errort-P ro to匸-TH 4 口1百日2-9归曰-3 sonm斗口 .00331 QlLUM1 . 'I 31 ILT r 99131O-OUCJCrL»i_uz .7 7 >17版1u-Oi ai'ViPOLO 3- 43 2 1 55 1 e e 4<59608511 11 w貝曰口 u r o-iJMin?0n ciDipencli

15、&i'iit war1 曰台OC0U,吧& p奇曰EZT日日1V4S. l_. oT Ire ci f© s- &ho n1戸£7.4召日AKmlbg Intoc rll&rl 011n reunn r-r-iuoroci roeiciN DM (5N右斗 2ocnvvc*'ra critcsricm10.1 ?il GOLo I i |<日 4 i In no 已-1M n n n -Quinn 匚 fit 日1 B EJCIN2H1 2-1 i=k idHEiIZj ur Li I m-Watsa m stst1 .

16、 418202F rd tj CF- .aeoceQiIm 空 Distri 13utio i-T or xIcoenici&ntSid. Ezrrort-stall Stic10oO-se 1 三£Cl 1 曰 E 斗:sS-Qsafscis111 .1 3 i 1 4O -1芦些923.29443 -0.1 C4 20刑斗04 C 24T=5口Cl. 23 4； si工NN" N8'Urn- ©1- L a 7 &2.00 71' 1C 0033031 7065经阿尔蒙变换之后的估计结果为：Y?= -7140.754+1.131

17、1Z ot+0.0377 Z it-0.4322Z 2tT= (-3.5829)(6.2844)(0.2323)(-2.5960)22R = 0.9968 , R =0.9961 , F=1348.639 , prob(F)= 0.000000 DW=1.8482即？ =-7140.754 , ?0=1.13114 , ?-,= 0.0377 , :?, = -0.4322还原成原分布滞后模型：将估计结果代入以下公式E=?°+( i-1)?1+( i-1)2?i=0,1,2,3,4(注：Eviews软件中为了对模型回归系数两端数据进行控制约束，对多项式公式进行调整，此公式已与前述理论

18、有所区别。根据Eviews输出结果中:?3的值(PDL1的系数)，可以判断估计过程中对多项式的设定形式，若bS=?0，则多项式的设定形式为g=：?0+(i-s)-?|+ (i-s)2:?2 +.+(i-s) m(?m ,如本例中I? =%，则多项式设为1? = %+ (i-1)昭+ (i-1) 2也2)得：= :?3 - ：?1 + :?2 = 1.1311-0.0377 -0.4322=0.6613|?=(?0=1.1311I2 =4°+? +(?2 = 1.1311+0.0377 -0.4322=0.7367b3 = :?0+2 :?1 +4 :?2 = 1.1311+0.037

19、7*2 -0.4322*4=-0.5220在Eviews软件的窗口中已给出了上述计算结果，即库存模型为:Y?= -7140.754 + 0.6613*X t + 1.1311*X t-1 + 0.7367* X t-2-0.5220* X t-3T= (-3.5829 ) (3.9960 )( 6.2844 )(4.4846 )(-2.2231 )2 2R = 0.9968， R =0.9961， F=1348.639 ，prob(F)= 0.000000 DW=1.8482从估计结果来看，R2有所改善，所有X的参数T统计量值大大提高，且检验均显著，F检验 也显著，模型也不存在一阶自相关。模型

20、的经济意义(乘数分析)：短期乘数为0.6613，表明本期销售额增长1%本期库存将增长0.6613%；长期乘数为2.0071，表明本期销售额增长1%库存总的增长2.0071%。(2)假定bi可以用一个一次多项式逼近(注：一般多项式次数小于滞后期长度)Ls Y C PDL(X,2,1)经阿尔蒙变换之后的估计结果为：Y?= -7984.934+0.6850Z 0t-0.1760Z 1tT= (-3.6107)(31.0723)(-1.0581)2 2R =0.9954， R =0.9948， F=1524.817， prob(F)= 0.000000 DW= 1.4811即 a? = -7984.9

21、34， :?0 = 0.6850， :?1 =-0.1760还原成原分布滞后模型：将估计结果代入以下公式&=?0+( i-1)?1i=0,1,2,(注：Eviews软件中为了对模型回归系数两端数据进行控制约束，对多项式公式进行调整， 此公式已与前述理论有所区别。根据Eviews输出结果中:?0的值(PDL1的系数)，可以判断估计过程中对多项式的设定形式，若& =禺，则多项式的设定形式为!?=：?0+ (i-s) :?1+ (i-s) 2：?2 +.+(i-s) m(?m ,如本例中b?=叫，则多项式设为1? = %+ (i-1)函得：$=：%-：? =0.6850+0.1760

22、=0.86101?= %=0.6850b2 =%+(? =0.6850-0.1760=0.5090在Eviews软件的窗口中已给出了上述计算结果，即库存模型为：Y?=-7984.934 + 0.8610*X t + 0.6850*X t-1 +0.5090* X t-2T= (-3.6107 )(5.7827 )(31.0723 )(2.7552 )从估计结果来看，X的回归系数均显著，F统计量值很大，方程整体显著，R2接近于1,说明模型整体上对样本数据拟合较好，但 PDL02回归系数不显著，说明多项式次数选择不太合理。(2)将滞后期调整为3,初步设定模型为：Yt=a+b0X t+ b1Xt-1

23、+ b2Xt-2+ b3Xt-3+ t利用阿尔蒙法估计模型，命令和结果为Ls Y C PDL(X,3,1)F-B= *"Iw riiri = t"fl «. "VFx/1 ct. M o d:ilc- Oi-=-t 口 lj g r*u uA- T NX3口尹l 口Tir-r-i&- 32 1 r S3SarriFjliu |'jr 匸|_|己 u匸10匕> =0厂声口址n n h :1C17 i a m : a fi-fl r il I?二 I I *9I r r in a rB Z- I 11 a 3-c I i i zC2-F

24、ri n 1 iF=-OL_OSn-o. 3：32：& -1LJI-U 1 4LJ m nnimm 6口 dimniSLJOOLJ4Z 曰口m日m耳口 - I 52.凶口9&1 -辺121丹 ilTi I"1 'A !' i=a rm Ci a=i r-!T 2aA“ S . O . 曰 DpDni _Jd nt wrir /71V: o il<c- i«tI"o u n±-c-in o nSc Kva/s r ie a lit 戶 a liraL - = I. H t 币"l 币 2尸D is 厂 =-&

25、#177;-=11t l=-±l c )lz"LJ-J>LJ 24IUO 7'_l暑 ;LJI 二 Hpl-TIFOI|_1叩三+r9.=;看 IM_rG 5穿丄 TiMmLJ "¥lj ;门巳 7IrEkJ m'-J /elj 2&辺 TS1 LJC2-:w/ :石_ ;J:U "ugu I曰_ie 口 f !_ 口 hio .i o从估计结果来看，PDL项的回归系数均显著，F统计量值很大，方程整体显著，但 R2降 彳氐，且Xt-3的回归系数不显著。(4) 将滞后期调整为4，初步设定模型为：Yt=a+boXt+

26、biXt-i+ b2Xt-2+ b3Xt-3+ b3X t-4+ ；t利用阿尔蒙法估计模型，命令和结果为Ls Y C PDL(X,4,1)pv.igCTffWJPCTTWo r>-r± 1* =EJFT* 圧一O 鶯 1»k j_ IS* 1£He- Udi i_Qb J ec tV l c-tyP_ar <i2日_i_ki.uk c. i oariiaffi.1 n <&? ¥Hu丄口703 Free: | Bgut | r*mt | Ean召 | 尸匸口畫*moE令 | 尸| 与EnEn |审1曰声 |Q l=i p ii=

27、i Fl clia nt ZNTliNtjii巨1"YFvIl电Ihmrl Le q st Sf|mtrrsDate: 1 2/30-1 O Time:21 56m nEpil 冃 C-idij uelwcO1 9S21inQludedl obeeirvttorii & an &r acJjijet m>ent ea 1 i a IsC o c fTie i 已 n lSi dl. El V Ei rt- St at ii 9si lie厂if戸BC-S4S7.2S923匸if ses-2.3i±i&=nseO 031-0RDLO1O 3307

28、07口 口 1 5GOH口口 EMZOIRDLO2- 3d-OOB9O DS 4 £4幻-6.23=5032'O OOOOR- squsredi905302b/ll?an di?ndii vur曰弓吕曰亏A d j u s t fi dO *1引与曰S O d fi p ® n d « nt vsn2了曰MT ES E - o-f rag r*Q = -= i c ini空m吕a iik q i rrfizi 1= rirl r i o ini曰.i立目Sum wuiuliro25d4W 1 1 冒*口S Q 和 w 就 <r N Q r 1 1 7

29、 r i u r lCoal li k s I i ho 口 d-1 42O3S4F- st atiot ic10斗1 926口 Li rti i n-A/V-sat:s o n s1 口电1 . jzM._d334戸口 lz划-=1 al i =t ii 匸JiL 口口口 OCIDII 刊口 Dis=TritoiLitpen qKXiC oefflSt-d Erro rt- StrttisBtic1 CH38S7 098291 1 06 10!L口 口斗 NNm1T,31 30口. 3es7*g ,O1 BBS二4 ”匕匕出七 Orf-S7OO 06926j e©4ie!-O 53

30、3Q 1_左.33300S；i im of Lsan1i i i 170102'4 66从估计结果来看，PDL项的回归系数均显著,F统计量值很大，方程整体显著,R2有所改善,但Xt-3的回归系数不显著。（5）从上述分析可以看出，假定 bi为一次多项式估计均存在一些问题，为此，假定bi可以用一个二次多项式逼近，重新用阿尔蒙法估计模型，命令及结果如下：Ls Y C PDL(X,3,2)|匚小dfji曰nt V/iJwLHd V ITvTIC-tlYO<l： AlCr Cl Ot QC| iJl-ClbC 总 Z?/7=BnZl IZI：3"1 iSN曰HEDli H 3S

31、I 107I in c | n_i d l ci1Hfi i ai r 1131 aj . I it rt1 |IF-* rijiltj .M2 Jlul 704 ;o:l_ll-日；4 icsLi me: he 書； Inoo口 hm 2GU mlu冃3m JlhNJI g:s: - -lj. 口口:am ii ooon 0.01日日 LJ.IJIUHJF?m乙竽2 Finn FILJun MrgR Li 7oqeieeoo1 a. n 口 n innnnninItcA-ossSM-I d j-.'戶 If.:I- 2 K-=;SutTr-ii OT l_a些丘3 CIOT"

32、; 1 1O 05=3=303 17*口曰日由图可知，R2有所改善，F统计量值很大，方程整体显著，回归系数显著，但 PDL02项的回归系数不显著。（6）继续将滞后期长度调整为Ls Y C PDL（X,4,2）4，再运用阿尔蒙法估计模型，命令和结果如下:匚fTi I r-i riE "'hX* mi as* ll I : V rvl QI H-i Qi4J口 5 BC| UUDiata:dlI O T8 b-n 0弓弓H m |k I b 5 «JJ Ud L c «J>. I OO W 1i| rt匸：|i丿匚I d <zl *zi s-ti

33、ci n w 1 l &w r dj ij ±m r-|-| cSt d .11= l-F iDlF1 - Stli 匸1= r c=> IziCREjLJQ 11I -I .1I *-1 I I I :一三曰i m”日丁斗 I -! -1 f i ii i 厂.ii >. I ： 一口- 1 才曰丁 1 Q1 mm. m 三0.1 38932匸k£目 i s xa佥I12:口. 口 1 OB I I Il I ' Fi rw-inoiIF5 - ui a ad*%«J 1： rU 戸yci j| E厂D 口 S ” E czi-f r

34、 e*q r c；仔 ibn S «j nri a r |西 r-o a p j 寸 IIQ |Z4 I IE a I II |-T| Cr = £jO 11-1 j I r*i】口 a rt -" I -* I-1 - !* 廿汁芒 MX曰F-FIT匚1 lc益9刍口11-3111 口l n jdi La i 寿t i-i ti uth-pfi-i ef X、一口启口21-5 E*v .-200000dm : .二1 :ID眉 二 1.-1-DM Jr-n经阿尔蒙变换之后的估计结果为：Y?= -5816.974+0.7420Z ot-0.3996 Z 忙0.17

35、87 Z 2tT= (-3.0119)(5.3651)(-7.8286)(-2.5798)2 2R = 0.9973 , R =0.9966 ,F=1477.353 , prob(F)= 0.000000 DW=1.1731即 a? =-5816.974 , (?0 =0.7420 , 0? =-0.3996 , (?2=-0.1787还原成原分布滞后模型：将估计结果代入以下公式bi=?0+( i-2) ?1 +( i-2)2：?2i=0,1,2,3,4(注：Eviews软件中为了对模型回归系数两端数据进行控制约束，对多项式公式进行调整，此公式已与前述理论有所区别。根据Eviews输出结果中坏

36、的值(PDL1的系数)，可以判断估计过程中对多项式的设定形式，若bS=:?0,则多项式的设定形式为！？=：?0+(i-s):?|+ (i-s)2:?2 +.+(i-s) m?m,如本例中b2=?0，则多项式设为b?=:?0+(i-2):?1+(i-2) 2 ?)得:b0 = ：% -2 ?1+4 :?2 =0.7420+0.3996*2-0.1787*4= 0.8263|?=C?0-(?1 + C?2= 0.7420+0.3996-0.1787=0.9629b2 =®0=0.742013= ?0+ ?+ 珞=0.7420-0.3996-0.1787=0.1637I? =(?0 +2

37、<?, +4(?2 = 0.7420-0.3996*2-0.1787*4=- 0.7722在Eviews软件的窗口中已给出了上述计算结果，即库存模型为：Y?= -5816.9745 + 0.8263*X t + 0.9629*X t-1 + 0.741920* X t-2 + 0.1636* X t-3- 0.7722* X t-4T=(-3.0119) (6.7105) (9.8222)(5.3651)(2.2474)(-3.6437)从估计结果来看，R2有所改善，F检验也显著，所有X的参数均显著，PDL项的回归系数均显著，但DW检验无法判定模型是否存在一阶自相关。为了确认模型的自相关

38、性，运用广义差分 法估计模型，结果显示该模型的 AR项回归系数显著地为零，表明模型确实不存在一阶自相关。(7) 假定bi可以用一个三次多项式逼近，运用阿尔蒙法估计模型，命令和结果如下：Ls Y C PDL(X,4,3)O >=" n ri l '也叭兰11|1日."VIVlc-thocj： LcciES口luaguCD sat 甘 I 3X3OZ1 DTima :33 1 'ST-ripil Jj bj fci nJ)7 O 曰£ S OOAI n c I >ui d o dl o b -s c i o n -s: 1l 43 oft

39、oi- od iili inont-s-r 3-rii lr 1 >1r? - nr« ；匚 im 5 1 1*1r r h ri ixiii>-cn!i：Trn i D- iC3-tJUJy 1 . LJLI 11 mmLf. Llfcj 1-2=1 一 1U. UUy Zroi n-iin厂i叩mehK叩F RT RjRKFo mcnK尸匚“LJQWCl. 327470-丘二匚n二曰nOO5OO1ILILLJLJLJ . 1 LJ.iJLJ-4LJ . LIL；7±心 hN g "1 MaUJLILJ U J4 1FIOI. n 冲n nnrjFE

40、FF厂i -I innn an 口曰三冲nHtC noiunirucilO.'yiyTVIc-cin cJIo c-r*cJIc-«it vo rLXJUCjS. 44mt R-rlqd d Ar'Arin円冃FiFtmH O rl a p a4Ant varS .r>=i'!13rB=?i>s>s：iiijri1GOS.31曲 2 d ? r i <_rit te>iri>_priGiuoiuniiPGc Hw-ztrE < 1'it c-ridi"i1 Q.USiZtJ1a 9 H Ic HII-

41、I o o cJI-1H l SEIF-st at sat bei 1 nsDiij!rL« r1n 3=cI =l| O5ESS5OL r ub1=1c nnooooIIL) i at rb Io i_it i o h-bol XkU o atTb 匸 1 a曰 t cJ1= rro rat lathe1oO. 13.SZ2i 1 一二11 . 1 ZULJ/"mm日坷n.曰 4Li 1-k 一3*Fln iKrsr'三=,R l 丘 Fi.N3-0.0*5135-0.2621-1o- - *14i|_l.h J TlU.Nh JWLJN. 1 LJUULJSum

42、 口 fs1 .0394 曰O.OSSTle .eo-i t从估计结果来看，AIC和SC上升，Xt-3的参数不显著，PDL04项的回归系数也不显著8)模型比较:(滞后期,多项式次数)(2,1)(3,1)(4,1)(3,2)(4,2)(4,3)阿c-7984.934-6552.174-5467.259-7140.754-5816.974-6091.301尔(-3.6108)(-2.7868 )(-2.3690)(-3.5829 )(-3.0119)(-3.1204 )蒙Z°t0.68500.66860.38681.13110.74200.7264变(31.0723)(21.9770 )

43、(24.6665)(6.2844)(5.3651 )(5.2166)换乙t-0.1760-0.3373-0.34010.0377-0.3996-0.7209后(-1.0581)(-3.8205)(-6.2350 )(0.2323)(-7.8286 )(-2.2013 )方Z2t-0.4322-0.1787-0.1693程(-2.5960 )(-2.5797 )(-2.4192 )Z3t0.0993(0.9931)还Xt0.86101.00591.06700.66130.82630.6963原(5.7827)(8.5748)(11.0810)(3.9960)(6.7105)(3.8721 )成X

44、t-10.68500.66860.72691.13110.96291.1787原(31.0723)(21.9770)(17.2120)(6.2844)(9.8222)(4.9436)分Xt-20.50900.33130.38680.73670.74200.7264布(2.7552)(5.4656)(24.6665)(4.4846)(5.3651 )(-2.2013 )滞Xt-3-0.00590.0467-0.52200.1636-0.1693后(-0.0397)(0.6842 )(-2.2231 )(2.2474)(-2.4192 )模Xt-4-0.2934-0.77220.0994型(-2.

45、3938 )(-3.6437 )(0.9931 )R20.99480.99440.99520.99610.99660.9966F1524.8171432.3571541.9251348.6391477.3531106.996DW1.48111.44701.34331.84821.17311.0553检参数T检验2R降2R提高，2R提高，AIC 和 SC2R改善验通过，F检最小，参数说验显著低，X-3但X-3参参数T检T检验通但Xt-4参数明参数T检数T检验不验显著且过，无自相T检验不验不显显著无自相关关，此模型通过者性为最优模型经赤池信息准则 AIC和施瓦兹信息准则 SC比较，当滞后期为 4，

46、多项式次数为2时，此模型AIC和SC为最 小，故该模型为最优模型即：Y?= -5816.9745 + 0.8263*X t + 0.9629*X t-1 + 0.741920* X t-2 + 0.1636* X t-3 - 0.7722* X t-4T=(-3.0119) (6.7105) (9.8222)(5.3651)(2.2474)(-3.6437)22R = 0.9973， R =0.9966， F=1477.353 ，prob(F)= 0.000000 DW=1.1731模型的经济意义(乘数分析)：短期乘数为0.8263，表明本期销售额若增长 1亿元，则本期最佳库存量为 0.8263 亿元；长期乘数为 2.0071，表明本期销售额若增长1亿元，则未来最佳库存量为2.0071亿元。3.局部调整模型在局部调整假定下，先估计一阶自回归模型，Yt = J；Xt；丫2u*回归的估计结