時(shí)間序列分析下09統(tǒng)計(jì)學(xué)-文庫(kù)吧資料
2025-05-22 22:00本頁(yè)面
【正文】 ??? ?? )( 11011（ **）式可以寫成： （ **） ttt ecmXY ??? ????? 1知，一般情況下 |?|1 ，由關(guān)系式 ?=1?得 0?1。因此， Y的值已對(duì)前期的非均衡程度作出了修正。 （ **）式表明： Y的變化決定于 X的變化以及前一時(shí)期的非均衡程度。 18 由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運(yùn)用 OLS法。因而在估計(jì)該式之前，要先得到這一誤差的值。 （ 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。 ECM模型最初由 Sargan提出 ， 后由 Davidson、 Hendry、Srba和 Yeo于 1978年進(jìn)一步完善 。 兩變量間這種短期不均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)可以由 誤差修正模型 （ error correction model） 來(lái)描述 。 按照此定理 ， 如果兩變量 Yt和 Xt是協(xié)整的 ， 則它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系 。 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(guò)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(shuō)明了該兩變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的 “ 均衡 ” 關(guān)系。 （ 2） Dickey— Fullerτ統(tǒng)計(jì)量不適于此檢驗(yàn) ， 表 1提供了用于協(xié)整檢驗(yàn)的臨界值表 。為檢驗(yàn)其平穩(wěn)性 ， 對(duì)上一步保存的均衡誤差估計(jì)值（ 即協(xié)整回歸的殘差 et） 應(yīng)用單位根方法 。 10 步驟 2. 若兩變量是同階單整的 ， 如 I(1） ， 則用 OLS法估計(jì) 長(zhǎng)期均衡方程 （ 稱為協(xié)整回歸 ） ： Yt=β0+β1Xt+εt 并保存殘差 et， 作為均衡誤差 εt的估計(jì)值 。 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)。 8 （二）協(xié)整檢驗(yàn)的意義 經(jīng)濟(jì)意義： 兩個(gè)變量，雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是如果它們是（ d,d）階協(xié)整的，則它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。 由上可知 ， 如果我們想避免偽回歸問(wèn)題 ， 就應(yīng)該在進(jìn)行回歸之前檢驗(yàn)一下所涉及的變量是否協(xié)整 。 按照協(xié)整的定義 ， 由于 Yt～ I(1） ， Xt～ I(1） ， 且線性組合 εt=Yt－ β0－ β1Xt～ I(0） 因此 ， Yt 和 Xt是 （ 1， 1） 階協(xié)整的 ， 即 Yt， Xt～ CI(1, 1） 協(xié)整向量是 （ 1, － β0, － β1） 7 綜合以上結(jié)果 ， 可以說(shuō) ， 兩時(shí)間序列之間的協(xié)整是表示它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的另一種方式 。 對(duì) 長(zhǎng)期均衡的偏離 ， 稱為 “ 均衡誤差 ” ， 記為 εt： εt = Yt－ β0－ β1Xt 6
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