計量經(jīng)濟學課程論文-中國建筑能耗的時間序列分析(編輯修改稿)
2025-07-10 14:42 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 X2t+μt （ 1） 式中， μt 為隨機誤差項，描述變量外的因素對模型的干擾； β0 為樣本回歸函數(shù)的截距系數(shù)； β β2 為樣本回歸函數(shù)的斜率系數(shù)；下標 t 為年份， t=1980，1981， ?， 2021。 . 單位根檢驗 對變量 lnYt、 lnX1t 、 lnX2t 進行單位根的增項 DF 檢驗 (ADF)，檢驗結果見表 2。 由表 2 知， lnYt， lnX1t和 lnX2t的水平值均不能在5％的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，所以這些時間序列是非平穩(wěn)序列。而 lnYt和 lnX1t的一階差分 表 2 ADF 單位根檢驗結果 變量 ADF 統(tǒng)計量 變量 ADF統(tǒng)計量 lnYt Δ lnYt * lnX1t Δ lnX1t * lnX2t Δ lnX2t ** 注： *和 **分別 表示 在 5％和 1％的顯著性水平上拒絕有單位 根 (非平穩(wěn) )的原假設。 在 5％的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，lnX2t 的一階差分在 1％的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此 lnYt， lnX1t和 lnX2t均是， I(1)單位根過程，可進一步進行協(xié)整 檢驗 。 . 協(xié)整檢驗 用 OLS(最小二乘法 )方法估計，得到如下結果： ln?t=++ （ 2） t：（ ） （ ） （ ） 2021 浙江工商大學研究生 課程論文 （中級計量經(jīng)濟學） 3 ?2=， DW=， F= 同時計算并 保存殘差 μt，對序列 μt做平穩(wěn)性檢 驗， ADF 檢驗結果見表 3。 表 3 序列 μt 的單位根檢驗結果 ADF 檢驗統(tǒng)計值 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 由于 μt的檢驗統(tǒng)計值 5％時的臨界值 ，因此可以認為殘差序列 μt為平穩(wěn)序列，表明 lnYt， lnX1t和 lnX2t具有協(xié)整關系，模型可以采用。從統(tǒng)計檢驗來看，方程的擬合優(yōu)度很高，總體顯著性 F 值很好，各變量的顯著性程度也都較好 。從經(jīng)濟意義來看，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 比重、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與建筑運行能耗成正比，符合實際情況。 . 統(tǒng)計檢驗 觀察模型的相關系數(shù)矩陣后確定模型無多重共線性，經(jīng) White 檢驗后得出模型無異方差性。但 BG 檢驗顯示模型有自相關性，用廣義差分法消除后得到的最終方程為式 (3)，其總體的線性程度高，變量顯著性較高，擬合優(yōu)度優(yōu)于式 (2)。 ln?t=++ （ 3） t：（ ） （ ） （ ） R2=， DW=， F= . 誤差修正模型（ ECM） 任何一組相互協(xié)整的時間序列變量都存在誤差修正機制，即通過短期調(diào)節(jié)行為，達到變量間長期均衡關系的存在。誤差修正模型就是這種長期均衡關系在短期波動過程不斷調(diào)整下得以實現(xiàn)的?？梢赃x定三階滯后變量及誤差修正項，然后逐漸刪除不顯著的變量，最后得出誤差修正模型為： ΔlnYt=+
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