分布滞后模型（共4篇）
分布滞后模型 篇1
用水量预测是城市供水系统规划研究中的一个重要领域,也是供水系统调度、计划、规划等部门的重要工作之一。在供水水系统规划设计中,首先须确定需要供应的城市总用水量。
目前我国城市供水量规划主要采用综合指标。但由于我国城市情况十分复杂,对城市用水量的影响很大。为此,在预测城市用水量时,应根据当地实际,建立合适的水量预测模型。
英国计量学家Hednry认为,模型的建立应该是从一个能够代表数据生成过程的自回归分布滞后模型(ADL),最后得到保护变量间长期稳定关系的简单模型。文章研究了时间、人口、生产总值与城市用水量之间的关系,建立自回归分布滞后模型,并对模型及其预测结果进行比较,最终建立了简单、精确的预测模型[1]。
1 城市用水量影响因素分析
国内生产总值是一个城市或者一个地区经济发展综合水平的标志,自20世纪90年代,广州市经济迅速发展,带动了城市供水量的直线增长。因此,GDP是影响城市供水的重要因素。人口因素主要影响综合生活用水量,因为人口的增加必然导致生活用水量的增加。生活用水量同时也受区域经济水平的影响。
2 用水量预测的自回归分布滞后模型
自回归分布滞后模型的一般形式为[3]:
这种模型是一个或多个被解释变量的滞后值作为解释变量加入的分布滞后模型,称为自回归分布滞后模型,记为ADL(m,n,p)。其中,m,n分别为yt和xjt的最大滞后期,xjt(j=1,2,…,p)为外生变量。本文中的自变量有国内生产总值和人口总数,分别用GDP和RK表示;供水量作为因变量用SL表示。由此建立用水量预测的自回归分布滞后模型:
3 模型的建立
3.1 “一般模型”的建立
将年用水量的滞后值,国内生产总值和人口总数滞后值作为因变量,首先要确定它们的最大滞后期。引入用水量、国内生产总值和人口总数的二期滞后期:
对模型(3)进行L.M检验,得到其相伴概率为0.995 3,即不能拒绝序列残差不存在自相关的假设,L.M检验通过。故式(3)可以作为用水量预测的“一般模型”。
再对模型(3)进行显著性检验(F检验)和回归系数的显著性检验(t检验)。F检验反映选择的所有自变量对因变量的总体解释力度。t检验则反映每一个自变量的合理性。
3.2 “简单模型”的建立
根据“一般模型”中各自变量的系数t检验结果,逐步剔除不显著变量,得到“简单模型”:
SLt=α0+α1SLt-1+α2SLt-2+β1GDPt-1+γ1RKt-1 (4)
模型的自变量由用水量的二期滞后期及GDP和人口的一期滞后期构成,并且不含GDP和人口的当前期。即自变量完全不含因变量的同期变量,从而使模型具有实用价值的预测功能。对“简单模型”进行F检验和t检验,结果见表1。
由表1可以看出模型通过了F检验(F统计量概率等于0),说明模型的回归方程都是显著的。分布滞后模型的所有回归系数均通过了t检验(t统计量概率约等于0),说明分布滞后模型中每个自变量都是显著的。
4模型比较
笔者分别运用多元回归模型、时间序列模型ARMA和自回归分布滞后模型对广州市用水量进行了分析,得出各自的预测结果,并进行分析。结果见表2。
从表2可见,时间序列预测结果精度不高。多元回归模型预测次之,自回归分布滞后模型的预测精度最高。
5用水量预测
通过对广州市1991年～2006年历史用水量分析,应用自回归分布滞后模型研究对未来用水量进行预测。2015年和2020年广州市用水量将达到2.36亿m3和3.16亿m3。广州市用水供需矛盾将长期存在。为此在进行城市规划时,考虑供水规模时要具有超前意识,保证城市各方面正常发展。
6结语
应用自回归分布滞后模型于广州用水量的预测,模型合理并且它们的建模误差和检验误差都很小,可以满足工程实际的需要。且模型中自变量不含因变量的同期变量,为此可用于实际的水量预测。运用自回归分布滞后模型对广州市中长期用水量进行预测,为城市供水规划提供了依据。
摘要：通过对广州市年用水量的分析,考虑时间、区内生产总值、人口、对用水量的影响,运用并建立自回归分布滞后预测模型,对规划用水量进行预测,实例分析说明自回归分布滞后模型预测城市用水量是可行的,具有很高的精度。
关键词：供水规划,用水量预测,自回归分布滞后模型
参考文献
[1]易丹辉.数据分析与EVIEWS应用[M].北京:中国统计出版社,2002:33-43.
[2]王国栋.广州市需水量预测研究[D].上海:同济大学,2007:43-44.
[3]李子奈.高等计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2005:104-105.
分布滞后模型 篇2
几种预测入侵物种分布模型的比较
摘要：物种的.多样性和生态安全一直是我国重要的基础研究之一,影响着我国经济、社会的发展.详细介绍、比较了几种入侵物种分布模型的优缺点,以期为这几种模型的合理使用提供参考.作 者：姜隽 作者单位：太原市环境保护信息中心,山西太原,030002期 刊：科技情报开发与经济 Journal：SCI-TECH INFORMATION DEVELOPMENT & ECONOMY年，卷(期)：2010,20(8)分类号：X171关键词：入侵物种 分布模型 物种预测
分布滞后模型 篇3
羊群效应源于生物学中对动物聚群行为的研究。在证券市场中羊群行为通常指投资者在不完全信息的环境下受到其他投资者的投资策略影响, 忽视了自己的判断而采取与他人相同的投资策略。
羊群效应对股市的稳定性和效率有很大的消极影响, 往往会造成投资者的经济损失, 酿成了千万悲剧。2007股市大热之时的大跌就让许多跟风炒作垃圾股的散户损失惨重, 许多人至今仍未解套。
所以, 分析和研究羊群效应, 加深对中国股市羊群效应的理解, 引导有利于市场稳定的羊群行为, 制止加剧市场动荡的羊群行为, 成为了当务之急。
二、羊群效应自然产生的必然性
(一) 羊群效应的概念
羊群在觅食的过程中, 通过相互学习、信息共享和不断累积经验, 组织成一个群落, 并逐渐朝最好的觅食位置移动, 这在生物学上称之为“羊群效应”。
同样的道理, 人类决策的过程实际和生物群觅食是极为相似的过程[1]。延伸到股票市场上, 羊群效应是指在股票投资过程中, 投资者根据他人的投资决策而改变自己最初投资决策的一种群体行为[2]。而股市中存在的, 是绝大部分行为主体只会盲目相互模仿, 非理性的羊群效应[3]。
(二) 动态舆论演化博弈模型
韩少春、刘云提出了动态舆论演化博弈模型[4], 通过仿真模拟程序产生随机策略, 发现随着相互博弈的发展, 观点会逐渐演化合并, 最终形成统一的观点, 就是说, 出现了羊群效应。
这个结果揭示了, 在信息不断流入, 信息变得十分不确定的情况下, 羊群效应产生的必然性。同时在舆论演化的过程中, 很容易出现观点收敛, 大部分人观点达到统一, 单个行为人在心理上也会依附于大多数人的行为, 以降低自行采取行动的成本, 并获得尽可能大的收益。
三、检验羊群效应的模型与方法
(一) 实证分析方面
俞雅娟 (2012) [5]通过研究投资者情绪与证券价格波动, 证实了上证指数与成交量之间存在联系。换句话说, 国内股票市场中若存在羊群效应, 见到股市变动的投资者必然会对股市的变动做出相应的反映, 具体可以表现在成交量上。本文试图寻找上证指数与成交量之间存在的具体关系, 借助国内的股票数据, 建立数理模型, 从而检验国内股票市场中存在羊群效应的显著性。
(二) 我国股市羊群效应的检验
证券市场的股票收盘价格及其他所有数据来源于国泰安 (CSMAR) 数据系统。
为了消除时间序列的经济数据中普遍存在的异方差现象, 将变量成交量 (CJL) (单位:千万) 和上证指数 (SZZS) (单位:点) 的具体数据取对数, 这样并不会对原变量间的相关关系造成影响。
其次, 需要检验其平稳性, 并用EG两步法考察他们之间是否存在协整关系。
根据协整关系的检验方法, 先回答上证指数的对数 (LNSZZS) 序列和成交量的对数 (LNCJL) 序列是否为非平稳序列, 即考察其单整阶数。
在EViews中对LNSZZS序列进行ADF单位根检验。从检验结果来看, 在1%、5%10%三个显著性水平下, 单位根检验的临界值为-3.433147-、2.862662-2.567413, t检验统计量临界值-1.160388大于相应临界值, 从而不能拒绝H0, 表明LNSZZS序列存在单位根, 是非平稳序列。
重新设定参数, 指定对一阶差分序列作单位根检验, 滞后差分项选择2阶。从检验结果来看, 在1%、5%、10%三个显著性水平下, 临界值为-3.433149-、2.862662-2.567413, t检验统计量临界值-25.90690, 小于相应临界值, 从而拒绝H0, 表明LNSZZS序列不存在单位根, 是平稳序列。即LNSZZS序列是一阶单整的, LNSZZS~I (1) 。
采用同样的方法, 可检验得到LNCJL序列也不存在单位根, 即LNCJL~I (1) 。
为了分析LNCJL序列和LNSZZS序列之间是否存在协整关系, 先作两变量之间的回归, 然后检验回归残差的平稳性。
以LNCJL为被解释变量, LNSZZS为解释变量, 用OLS回归方法估计回归模型:
为了检验回归残差的平稳性, 继续对残差序列进行单位根检验。由于残差序列的均值为0, 所以与之前不同, 选择无截距项、无趋势项的DF检验。
从检验结果来看, 在1%、5%10%三个显著性水平下, 临界值为-2.566020-、1.940969-1.616602, t检验统计量临界值-8.247622, 小于相应临界值, 从而拒绝H0, 表明残差序列不存在单位根, 是平稳序列, 说明LNSZZS序列和LNCJL序列存在协整关系。
这表明两者之间有长期均衡关系, 但从短期来看, 可能出现失衡。为了增强模型的精度, 可以把协整回归式中的误差项et看做均衡误差, 通过建立误差修正模型把成交量的短期行为与长期行为联系起来。误差修正模型的结构如下:
其中, LNSZZS序列和LNCJL序列的差分序列为:
然后以td LNCJL为被解释变量, td LNSZZS和t1-为解释变量, 得到误差修正模型的估计结果:
上述估计结果表明, 成交量的变化不仅取决于上证指数的变化, 而且还取决于上一期上证指数对均衡水平的偏离, 误差项et-1估计的系数-0.063762体现了对偏离的修正, 上一期偏离越远, 本期修正的量就越大, 即系统存在误差修正机制。
同时, 从回归结果来看, DLNSZZS的t统计量值显著, 表明当期上证指数的变化对成交量的变化有一定影响, 但没有显现出这种影响的滞后性。为了分析这种滞后性, 本文作滞后5期的分布滞后模型的估计, 得到如下结果:
从回归结果来看, 前4期的t统计量值显著, 一直到第4期, 从滞后4期开始t统计量值开始变得不显著;再从回归系数来看, 滞后的期数越大, 上证指数的变化DLNSZZS各滞后期的系数有逐渐减小的趋势, 表明滞后几期上证指数的变化对成交量的变化的影响是逐渐减小的, 也就是说, 最近几期的上证指数的变化会明显影响成交量, 而且, 从第2期开始, 回归系数的符号变为负号, 意味着投资者开始对上证指数连续上涨这一现象产生“上证指数是否会继续上涨”的怀疑, 指数连续增长或者连续下跌, 都会引发投资者之间的心理波动。这也是符合投资者投资者短期投机行为严重, 个人研究能力不强, 盲目跟随大众的心理。
当然, 从上述的回归结果也可以看出, 回归方程的R2不高, DW值也在临界值附近, 难以准确的判断, 表明出了上证指数的变化外, 还有其他因素影响成交量的变化;同时, 过多的滞后变量也可能引起自由度损失及多重共线性的问题。但是, 如果本文分析问题的重点是上证指数变化对成交量影响的滞后性, 上述结果已能说明问题。
(三) 模型总结
通过建立上证指数变化对成交量变化影响的模型, 并且加入误差修正模型把成交量的短期行为与长期行为联系起来, 动态地揭示了我国股市中羊群效应存在的确定性显著。同时, 通过分析短期股市的滞后效应, 从数理模型上得到了个人投资者的投资行为与机构投资者前1期和前2期的投资行为呈现明显的正反馈现象, 这和杨!、王小征等 (2004) [6]从市场收益率来检验羊群效应得到的结论是一样的。
四、结论和建议
我国股市运行时间短、发育不成熟, 完善股市管理和规范股市运行任务相当繁重。尤其是近两年新增股民大量涌现, 他们进入股市的心理准备不足, 对股市知识掌握不够, 自身承受风险能力较差, 很难做到独立思考, 与众不同。
而且, 许多投资者进入股票市场的目的不在于红利的收入, 而是希望通过股票的价差收益来获取投机回报, 短期投机行为严重, 理性意识还不健全, 跟风、跟庄等行为现象比较突出, 容易产生羊群效应。
羊群效应在很大程度上根源于投资者的有限理性和心理因素, 因此消除羊群效应是不可能的。但是, 通过制度、环境的改变, 在一定程度上减弱股票市场中的羊群效应, 将会对股票市场的稳定性产生积极影响。
总之, 不论从目前还是从长远的角度来看, 加深对羊群效应理论的认识和理解对中国证券市场的健康发展必将起到重要的促进作用。
参考文献
[1]卓金武.MATLAB在数学建模中的应用[M].北京:北京航空航天出版社, 2011.
[2]崔显林.论当前股票市场中“羊群效应”的危害及对策[J].金融在线, 2010 (07) .
[3]李蒙, 龙子泉.中国股市中小投资者之非理性羊群效应[J].财经论坛, 2007 (07) .
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[5]俞雅娟.研究投资者情绪与证券价格波动——基于我国证券市场的研究[J].中国经贸导刊, 2012 (04) .
分布滞后模型 篇4
基于此本文建立分布滞后模型, 分析了河北省居民劳动收入与经济增长的关系, 为河北省政府制定合理的收入分配政策, 促进区域经济的健康、快速发展提供科学的依据。
一、数据处理与研究方法
(一) 数据处理
国家统计局将居民可支配收入分为四部分:工薪收入、经营净 (纯) 收入、财产性收入及转移性收入。本文所指的城镇居民劳动收入即为其工资性收入;农村居民劳动收入为经营纯收入和工资性收入之和。
本文选取1985—2008年河北省居民收入、GDP (以当年价格计算) 为历史数据。在进行分析时, 为了消除物价因素造成的影响, 以河北省消费价格指数 (1985年为100%) 对所有收入数据平减, 从而使数据更具可比性。由于自然对数变换并不改变变量的特征, 且能使其趋势线性化, 消除时间序列的异方差现象, 故对所有数据进行自然对数变换 (本文数据来源于《河北经济年鉴》1985—2009) 。
(二) 研究方法
在经济学中, 由于心理、技术以及制度上的原因, 变量Y (应变量) 对另一些变量X (解释变量) 的依赖很少是瞬时的。常见的情形是Y对X的回应有一个时间的延迟, 即我们所说的滞后。因此, 本文把滞后解释变量引入模型, 运用Almon提出的多项式分布滞后模型, 将不同时期的经济变量联系起来, 进一步研究人均地区生产总值与城镇居民劳动收入、农村居民劳动收入之间的动态关系。
二、劳动收入与经济增长关系的实证分析
本文模型选取三个变量, 人均地区生产总值 (PGDP) 、城镇居民劳动收入 (YC) 、农村居民劳动收入 (YN) 。取对数:LnPGDP、LnYC、LnYN。由于这三个序列都是时间序列, 而时间序列多为非稳定序列, 对一个非平稳序列去建模、预测是很困难的, 因此我们要检验其平稳性。
(一) 单位根检验
运用eviews5.0对分别对LnPGDP、LnYC及LnYN进行ADF检验, 多次试验后发现滞后期为3时AIC和SC值最小, 因此选择滞后期为3, 检验结果 (见下页表1) 。
从下页表1中可以看出, 在1%、5%、10%三个显著性水平下, LnPGDP、LnYC、LnYN及其一阶差分的T检验统计量值均大于相应临界值, 表明这三个变量及其一阶差分序列存在单位根, 是非平稳序列。但其二阶差分T检验统计量值均小于相应临界值, 是平稳序列。因此, LnPGDP、LnYC、LnYN序列是二阶单整的。
(二) 协整检验
通过ADF检验可知, LnPGDP、LnYC与LnYN序列都是二阶单整序列。为确定三者是否存在协整关系, 以LnPGDP为被解释变量, LnYC和LnYN为解释变量, 用OLS估计回归模型得:
对μ赞t进行ADF检验发现, μ赞t的T检验统计量值为-4.328746, 小于各个显著水平下的临界值, 表明残差序列不存在单位根, 是平稳的。因此, 人均地区生产总值、城镇居民劳动收入及农村居民劳动收入存在协整关系, 即三者之间有长期均衡关系。
注:***表示在1%水平下平稳;**表示在5%水平下平稳;*表示在10%水平下平稳。
(三) 分布滞后模型
本文选择解释变量的滞后期为一期, 即模型为:
为消除分布滞后模型多重共线性的影响, 用阿尔蒙多项式法对模型进行估计。在实际应用中, 阿尔蒙多项式的次数P通常取得较低, 一般为2或3, 很少超过4。本文取P=2。考虑到LnYC和LnYN对LnPGDP的作用两年后几乎消失, 模型估计时加上一个远端约束。用eviews5.0进行估计, 结果 (见表2) :
估计结果显示, R2和R2都接近于1, 表明模型整体拟合很好;F统计量非常大, 说明模型整体显著。从表2可以看出, 当期城镇和农村居民劳动收入系数均为正, 说明它们对地区生产总值影响为正;而前一期城镇和农村居民劳动收入系数均为负, 且T统计量不显著, 更说明河北省居民劳动收入水平低, 劳动收入基本用于当期消费, 从而对当期人均地区生产总值有影响, 而对下一期人均地区生产总值影响不大。当期城镇居民劳动收入投入产出弹性系数为0.3与农村居民劳动收入弹性系数相比较低, 这是由于农村地区的消费需求空间大于城镇地区, 因而才出台了家电下乡等消费市场向农村地区转移的政策。具体表现在数据上就是, 在其他因素不变条件下, 当期城镇居民劳动收入每增长1%, 人均地区生产总值会增长0.3%;同样, 在其他因素不变条件下, 当期农村居民劳动收入每增长1%, 人均地区生产总值会增长0.7%。
通过上述分析, 我们可以得到以下结论:第一, 河北省居民劳动收入对经济增长有显著的正影响;第二, 河北省居民劳动收入水平低;第三, 农村居民劳动收入投入产出弹性系数较高。因此, 河北省低水平的劳动收入会阻碍经济的增长, 只有不断提高居民劳动收入才能更好地促进经济增长。
三、增加河北省居民劳动收入, 促进经济增长的建议
(一) 进一步落实惠农政策, 提高农民经营纯收入
民以食为天, 只有建立稳定增长的惠农、支农资金渠道, 才能调动农民种粮的积极性、保护和提高粮食生产能力。政府要继续调整国民收入分配机制, 在稳定现有各项农业投入的基础上, 新增财政支出和固定资产投资要切实向农业、农村、农民倾斜, 逐步建立稳定的农业投入增长机制。
(二) 改善农民就业状态, 提高农民工资性收入
农民工资性收入占可支配收入的比重持续上涨, 已成为其收入的另一主要来源。但目前城乡分割的劳动力市场制约了农民进城打工。农民的就业被局限在一些手工、体力工作及简单的操作等很小的范围内。因此, 改善农民就业状态首先要打破城乡劳动力分割的局面。其次, 加大对农村地区中小企业的支持力度。在大中型城市看来并不起眼儿的中小企业, 可能会带动几个村的农民。因此, 政府应给予小企业、小项目更多关注, 扩大农民的就业机会, 从而给农民带来更多的工资性收入。
(三) 建立正常的工资增长机制, 提高城镇居民工薪收入
所谓的正常的工资增长机制是指职工工资与经济增长同步。通过上文的分析我们知道, 劳动收入的增长会带来经济的增长, 只有保证职工工资与经济增长同步才能使经济和谐发展。而要做到职工工资与经济增长同步, 就要保证企业平均工资性收入的增长不低于企业平均利润的增长。当然, 这是需要一定的机构监督才能完成的。政府作为人民的政府, 就要充当此角色, 监督和鼓励企业履行社会责任, 保证职工工资与经济增长同步, 促进经济和谐发展。
参考文献
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