協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型實(shí)驗(yàn)指導(dǎo).doc

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1、協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康睦斫饨?jīng)濟(jì)時(shí)間序列之間的理論關(guān)系，并學(xué)會(huì)用統(tǒng)計(jì)方法驗(yàn)證他們之間的關(guān)系。學(xué)會(huì)驗(yàn)證時(shí)間序列存在的不平穩(wěn)性，掌握ADF檢驗(yàn)平穩(wěn)性的方法。認(rèn)識(shí)不平穩(wěn)的序列容易導(dǎo)致虛假回歸問(wèn)題，掌握為解決虛假回歸問(wèn)題引出的協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整的概念和具體的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程。協(xié)整描述了變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，為了進(jìn)一步研究變量之間的短期均衡是否存在，掌握誤差糾正模型方法。二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容及要求1、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容用Eviews來(lái)分析1982年到2002年中國(guó)居民實(shí)際消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)序列和中國(guó)居民實(shí)際可支配收入的對(duì)數(shù)序列{}之間的關(guān)

2、系。內(nèi)容包括：（1）對(duì)兩個(gè)對(duì)數(shù)序列分別進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)；（2）進(jìn)行二者之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)；（3）若存在協(xié)整關(guān)系，建立誤差修正模型ECM。2、實(shí)驗(yàn)要求（1）在認(rèn)真理解本章內(nèi)容的基礎(chǔ)上，通過(guò)實(shí)驗(yàn)掌握ADF檢驗(yàn)平穩(wěn)性的方法；（2）掌握具體的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程，以及誤差修正模型的建立方法；（3）能對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行分析。三、實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)1、對(duì)兩個(gè)數(shù)據(jù)序列分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：（1）做時(shí)序圖看二者的平穩(wěn)性在workfile中按住ctrl選擇要檢驗(yàn)的二變量，擊右鍵，選擇open—asgroup，此時(shí)他們可以作為一個(gè)數(shù)據(jù)

3、組被打開(kāi)。點(diǎn)擊“View”―“graph”—“l(fā)ine”，得到兩個(gè)序列的時(shí)序圖。給出兩個(gè)序列的時(shí)序圖。從上圖可以看出兩個(gè)序列都呈上升趨勢(shì)，顯然不平穩(wěn)，但二者有大致相同的增長(zhǎng)和變化趨勢(shì)，說(shuō)明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。但若要證實(shí)二者有協(xié)整關(guān)系，必須先看二者的單整階數(shù)，如果都是一階單整，則可能存在協(xié)整關(guān)系，若單整地階數(shù)不相同，則需采取差分的方式，將他們變成一階單整序列。（2）用ADF檢驗(yàn)分別對(duì)序列和進(jìn)行單整檢驗(yàn)雙擊每個(gè)序列，對(duì)其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，有兩種方法。方法一：“view”—“unitroottest”；方法二：

4、點(diǎn)擊菜單中的“quick”―“seriesstatistic”―“unitroottest”。給出相關(guān)結(jié)果并做出結(jié)論。序列l(wèi)nxt的檢驗(yàn)結(jié)果：序列l(wèi)nyt的檢驗(yàn)結(jié)果：于是嘗試對(duì)其一階差分序列采用帶常數(shù)項(xiàng)的模型進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，首先點(diǎn)擊主菜單Quick/Generate?series，在方程設(shè)定欄里分別輸入dlnxt=lnxt-lnxt(-1)和dlnyt=lnyt-lnyt(-1)，產(chǎn)生lnxt和lnyt的一階差分序列，為了方便，簡(jiǎn)記為alnxt?和blnyt?，一階差分能初步消除增長(zhǎng)的趨勢(shì)，于是可以對(duì)其進(jìn)行只帶常數(shù)

5、項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下圖：Alnxt的檢驗(yàn)結(jié)果如下：blnyt的檢驗(yàn)結(jié)果如下：如上圖所示兩個(gè)一階差分序列在=0.05下都拒絕存在單位根的原假設(shè)的結(jié)論，說(shuō)明alnxt?和blnyt?序列在α=0.05下平穩(wěn)，這樣就可以對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。2、協(xié)整檢驗(yàn)：給出相關(guān)結(jié)果（包括協(xié)整回歸即殘差檢驗(yàn)的結(jié)果），做出結(jié)論，并解釋本例中協(xié)整回歸的實(shí)際含義。首先用變量對(duì)進(jìn)行普通最小二乘回歸，然后檢驗(yàn)殘差是否平穩(wěn)。最小二乘回歸如下圖：得到回歸方程估計(jì)結(jié)果:lnyt=0.5656+0.8769lnxt+εt在此基礎(chǔ)上我們得到回歸

6、殘差，現(xiàn)在的任務(wù)是檢驗(yàn)殘差是否平穩(wěn)，對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下圖：在0.05顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明殘差平穩(wěn)，又因?yàn)閘nxt和lnyt都是1階單整序列，所以二者具有協(xié)整關(guān)系。3、誤差修正模型ECM的建立（errorcorrectionmechanism）給出相關(guān)結(jié)果并做出結(jié)論，最后總結(jié)說(shuō)明本例中誤差修正模型的實(shí)際含義。構(gòu)建ECM模型：blnyt=β0alnxt+β1ECM(t-1)+ε1其中ECM(t-1)=lny(t-1)-0.5656-0.8769lnx(t-1)參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：ECM模型可

7、以表示如下：blnyt=0.3829alnxt-0.3331ECM(t-1)+ε1通過(guò)上述分析發(fā)現(xiàn)，1978年到2002年中國(guó)農(nóng)村居民對(duì)數(shù)生活費(fèi)支出序列{ln}ty和對(duì)數(shù)人均純收入{lntx}序列都是不平穩(wěn)的，但對(duì)其進(jìn)行一階差分后序列平穩(wěn)，且都是一階單整的，進(jìn)行普通最小二乘回歸后，殘差在0.05的顯著性水平下也平穩(wěn)，說(shuō)明二者存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而建立了短期波動(dòng)的誤差修正模型。誤差修正模型顯示：人均純收入當(dāng)期波動(dòng)對(duì)生活費(fèi)支出的當(dāng)期波動(dòng)有顯著性影響，上期誤差對(duì)當(dāng)期波動(dòng)的影響不顯著；同時(shí)，從回歸系數(shù)的絕對(duì)值大小可以看出可支配

8、收入的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)生活費(fèi)支出的當(dāng)期波動(dòng)調(diào)整幅度很大，每增加1元的可支配收入便會(huì)增加0.3829元的人均生活費(fèi)支出，上期誤差對(duì)當(dāng)期人均生活費(fèi)支出的當(dāng)期波動(dòng)調(diào)整幅度很小，單位調(diào)整比例為-0.3331。