時間序列分析下09統(tǒng)計學-在線瀏覽
2025-07-17 22:00本頁面
【正文】 . 10 25 4. 37 3. 59 3. 22 4. 92 4. 10 3. 71 5. 43 4. 56 4. 15 50 4. 12 3. 46 3. 13 4. 59 3. 92 3. 58 5. 02 4. 32 3. 98 100 4. 01 3. 39 3. 09 4. 44 3. 83 3. 51 4. 83 4. 21 3. 89 ∞ 3. 90 3. 33 3. 05 4. 30 3. 74 3. 45 4. 65 4. 10 3. 81 13 例 1 檢驗中國居民人均消費水平 CPC與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDPPC的協(xié)整關系。 14 二、 誤差修正模型（ ECM） 協(xié)整分析中最重要的結(jié)果可能是所謂的 “ 格蘭杰代表定理 ” （ Granger representation theorem） 。 當然 ， 在短期內(nèi) ， 這些變量可以是不均衡的 ， 擾動項是均衡誤差 εt。 （ 變量間這種長期的穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持 ， 這種短期動態(tài)的調(diào)整過程就是誤差修正機制 ， 它防止了變量間長期關系的偏差在規(guī)模上或數(shù)量上的擴大 )。 這一聯(lián)系兩變量的短期和長期行為的誤差修正模型由下式給出： 15 ΔYt = 滯后的（ ΔYt， ΔXt） +λεt1 + vt （ 4） － 1＜ λ＜ 0 其中 Yt～ I(1）， Xt～ I(1） Yt ， Xt～ CI (1， 1） εt= Yt－ β0－ β1Xt～ I（ 0） vt=白噪聲， λ為短期調(diào)整系數(shù)。 最簡單的是一階 ECM模型 ，形式如下： 0 1 1t t t tY X v? ? ?? ?? ? ? ? ? ?16 不難看出，在（ 4）中，所有變量都是平穩(wěn)的，因為 Yt～ I (1), Xt～ I (1)?ΔYt～ I (0), ΔXt～ I (0) Yt, Xt～ CI (1, 1) ?εt～ I (0)) 該式是否可用 OLS法估計？ 事實上不行，因為 均衡誤差 εt不是可觀測變量 。 17 一階 ECM模型結(jié)構分析： 假設兩變量 X與 Y的 長期均衡關系 為 : Yt=?0+?1Xt+?t 由于現(xiàn)實經(jīng)濟中 X與 Y很少處在均衡點上 ， 因此實際觀測到的只是 X與 Y間的 短期的或非均衡的關系 ， 假設具有如下 (1,1)階分布滯后形式 ttttt YXXY ????? ????? ?? 11210 該模型顯示出第 t期的 Y值，不僅與 X的變化有關，而且與t1期 X與 Y的狀態(tài)值有關。對上述分布滯后模型適當變形得： tttttttttXYXYXXY?????????????????????????????????????????????12101111211011)1()1()(或 ttttt XY
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