時(shí)間序列分析下09統(tǒng)計(jì)學(xué)(完整版)
【正文】 長(zhǎng)期關(guān)系模型 ） Yt=β0+β1Xt+εt 得到協(xié)整向量的一致估計(jì)值 （ 1， － ， － ） ， 用它得出均衡誤差 εt的估計(jì)值 et= Yt－ － Xt 第二步：建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系 ， 即誤差修正模型 ΔYt = 滯后的 （ ΔYt, ΔXt） +λet1+vt （ 5） ?0??1??1??0?誤差修正模型的估計(jì)：兩步法 21 例 2 估計(jì)某國(guó)私人消費(fèi)和個(gè)人可支配收入之間的誤差修正模型 。如果添加 x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則 稱 x不是 y的原因 ， 記為 x y。 第二 ， 可能還有 x以外的其它變量也是引起 y變化的原因 ，同時(shí)該變量也與 x相關(guān)；解決的方法是在回歸模型中也引入這些變量的滯后值 。 ② 假設(shè) H0:b1=b2=… =bk=0（ x y） ， 為檢驗(yàn)該假設(shè) ，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量： ?),(~)/(/)( ksnkFksnR S SkR S SR S SFIIII ??????27 ③ 對(duì)于給定的顯著水平 α，若 FFα，則拒絕原假設(shè) H0，即x是引起 y變化的原因（ x y）。 ?tC22 第二步：估計(jì)誤差修正模型 ， 結(jié)果如下： = + Yt－ (7) (t:) () () (－ ) R2= DW= （ 7） 中的結(jié)果表明個(gè)人可支配收入 Yt的短期變動(dòng)對(duì)私人消費(fèi)存在正向影響 。因此， Y的值已對(duì)前期的非均衡程度作出了修正。 （ 4）式是 ECM模型的一般形式，實(shí)踐中可根據(jù)情況建立具體的 ECM模型。 假設(shè)已知 CPC與 GDPPC都是 I(2)序列，它們的回歸式 為 tt G D P P CC P C ?? R2= 通過對(duì)該式計(jì)算的 殘差序列作 ADF檢驗(yàn) ，得適當(dāng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ? 311 ??? ??????? tttt eeee （ ） () () t==，拒絕存在單位根的假設(shè)， 殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的 ，因此 中國(guó)居民人均消費(fèi)水平與人均 GDP是 (2,2)階協(xié)整的，說明了該兩變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的 “ 均衡 ” 關(guān)系。 經(jīng)濟(jì)理論指出，某些經(jīng)濟(jì)變量間確實(shí)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制，如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。 對(duì) 長(zhǎng)期均衡的偏離 ， 稱為 “ 均衡誤差 ” ， 記為 εt： εt = Yt－ β0－ β1Xt 6 若長(zhǎng)期均衡存在 ， 則均衡誤差應(yīng)當(dāng)圍繞均衡值 0波動(dòng) 。1 第一節(jié) 單位根檢驗(yàn) 第二節(jié) 協(xié)整分析與 ECM模型 第八章 時(shí)間序列分析 2 第二節(jié) 協(xié)整分析與 ECM 3 一、協(xié)整（ cointegrated）分析 （一）協(xié)整的提出及定義 ? 大多數(shù)序列都是非平穩(wěn)的，為防止偽回歸，這時(shí)的處理辦法有兩個(gè)： ?差分 ：使用變量為差分形式的關(guān)系式更適合描述所研究的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的短期狀態(tài)或非均衡狀態(tài)，而不是其長(zhǎng)期或均衡狀態(tài)，描述所研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的長(zhǎng)期或均衡狀態(tài)應(yīng)采用變量本身。
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