實(shí)驗(yàn)六協(xié)整分析Microsoft Word 文檔

1、實(shí)驗(yàn)（六）協(xié)整分析練習(xí)【實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?掌握協(xié)整分析及相關(guān)內(nèi)容的軟件操作【實(shí)驗(yàn)內(nèi)容】 單位根檢驗(yàn)，單整檢驗(yàn)，協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，誤差修正模型【實(shí)驗(yàn)步驟】Augmented Dickey-Fuller Test（ADF）檢驗(yàn)考慮模型（1）yt=yt-1+jyt-j+t模型（2）yt=+yt-1+jyt-j+t模型（3）yt=+t+yt-1+jyt-j+t其中：j=1，2，3單位根的檢驗(yàn)步驟如下：第一步：估計(jì)模型（3）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說(shuō)明序列yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。否則，進(jìn)行第二步。第二步：給定=0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著不

2、為零，則進(jìn)入第三步；否則表明模型不含時(shí)間趨勢(shì)，進(jìn)入第四步。第三步：用一般的t分布檢驗(yàn)=0。如果參數(shù)顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說(shuō)明序列yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)；否則，序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，結(jié)束檢驗(yàn)。第四步：估計(jì)模型（2）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說(shuō)明序列yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)；否則，繼續(xù)下一步。第五步：給定=0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著不為零，表明含有常數(shù)項(xiàng)，則進(jìn)入第三步；否則繼續(xù)下一步。第六步：估計(jì)模型（1）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說(shuō)明序列yt是平穩(wěn)的，

3、結(jié)束檢驗(yàn)。否則，序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，結(jié)束檢驗(yàn)。操作：（1）檢驗(yàn)消費(fèi)序列是否為平穩(wěn)序列。在工作文件窗口，打開(kāi)序列CS，在CS頁(yè)面單擊左上方的“View”鍵并選擇“Unit Root Test”，采用ADF檢驗(yàn)方法，依據(jù)檢驗(yàn)?zāi)康拇_定要檢驗(yàn)的模型類型，則有單位根檢驗(yàn)結(jié)果。（左上方選：level，左下方選：Trend and intercept，右邊最大滯后期：2，點(diǎn)擊OK）消費(fèi)時(shí)間序列為模型（3），其t值大于附表6（含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)）中0.010.10各種顯著性水平下值。因此，在這種情況下不能拒絕原假設(shè)，即私人消費(fèi)時(shí)間序列CS有一個(gè)單位根，SC序列是非平穩(wěn)序列。同理，可以對(duì)Y1序列進(jìn)行

4、單位根檢驗(yàn)。（2）單整。檢驗(yàn)消費(fèi)時(shí)間序列一階差分（SCt）的平穩(wěn)性。在工作文件窗口，打開(kāi)序列CS，在CS頁(yè)面單擊左上方的“View”鍵并選擇“Unit Root Test”，采用ADF檢驗(yàn)方法，依據(jù)檢驗(yàn)?zāi)康拇_定要檢驗(yàn)的模型類型，則有單位根檢驗(yàn)結(jié)果。（左上方選：1st difference，左下方選： intercept，右邊最大滯后期：2，點(diǎn)擊OK，就得到對(duì)于一階差分序列D（CS）的單位根檢驗(yàn)的結(jié)果）同理，可以對(duì)D（Y1）序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。用OLS法做兩個(gè)回歸：2SCt C SCt-12SCt C t SCt-1 2SCt為二階差分，在兩種情況下，t值都小于附表6中0.010.10各種顯著性

5、水平下的值。因此，拒絕原假設(shè)，即私人消費(fèi)一階差分時(shí)間序列沒(méi)有單位根，即私人消費(fèi)一階差分時(shí)間序列沒(méi)有單位根，或者說(shuō)該序列的平穩(wěn)序列。所以，SCt是非平穩(wěn)序列，由于SCtI（0），因而SCtI（1）。（3）判斷兩變量的協(xié)整關(guān)系。第一步：求出兩變量的單整的階 對(duì)于SCt。做兩個(gè)回歸（SCt C SCt-1），（2SCt C SCt-1）。 對(duì)于yt， 做兩個(gè)回歸（yt C yt-1），（2yt C yt-1）。 判斷SCt和yt都是非平穩(wěn)的，而SCt和yt是平穩(wěn)的，即SCtI（1），ytI（1）。 第二步：進(jìn)行協(xié)整回歸用OLS法做回歸：（SCt C yt），并變換參差為et。第三步：檢驗(yàn)et的平穩(wěn)性

6、用OLS法做回歸：（et C et-1）第四步：得出兩變量是否協(xié)整的結(jié)論因?yàn)閠=-3.15與下表協(xié)整檢驗(yàn)EG或AGE的臨界值相比較（K=2），采用顯著性水平a=0.05，t值大于臨界值，因而接受et非平穩(wěn)的原假設(shè)，意味著兩變量不是協(xié)整關(guān)系?？墒?，如果采用顯著性水平a=0.10，則t值與臨界值大致相當(dāng)，因而可以預(yù)期，若a=0.11，則t值小于臨界值，接受et平穩(wěn)的備擇假設(shè)，即兩變量具有協(xié)整關(guān)系。 協(xié)整檢驗(yàn)EG或AGE的臨界值 樣本個(gè)數(shù) 顯著性水平 K=2 K=3 K=4 樣本容量0.01 0.05 0.100.01 0.05 0.100.01 0.05 0.10 25-4.37 -3.59 -3

7、.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 -3.89 100-4.01 -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（4）誤差修正模型的估計(jì) 第一步：估計(jì)協(xié)整回歸方程 yt=b0+b1xt+ut 得到協(xié)整的一致估計(jì)量（1，- b0 -b1），用它得出均衡誤差ut的估計(jì)值et。 第二步：用OLS法估計(jì)下面的方程 yt=a

8、+iyt-i+jyt-j+et-1+vt 在具體建模中，首先要對(duì)長(zhǎng)期關(guān)系模型的設(shè)定是否合理進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以保證et為平穩(wěn)序列。其次，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系中各變量的滯后項(xiàng)，通常滯后期在0，1，2，3中進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。（5）估計(jì)誤差修正模型用OLS法（SCt-1 c yt et-1）估計(jì)誤差修正模型SCt=5951.557+0.284yt-0.200 et-1（6）解釋: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。此外，由于短期調(diào)整系數(shù)的顯著的，表明每年實(shí)際發(fā)生的私人消費(fèi)與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的20%的速度被修正?！纠恐袊?guó)居民消費(fèi)與收入數(shù)據(jù) 單位：百萬(wàn)元年份個(gè)人消費(fèi)個(gè)人收入價(jià)格指數(shù)CS1Y

9、11960107808117179.20.783142137660.91496271961115147127598.90.791684145445.71611741962120050135007.10.801758149733.5168388.81963126115142128.30.828688152186.31715101964137192159648.70.847185161938.7188446.11965147707172755.90.885828166744.6195021.91966157687182365.50.916505172052.5198979.319671675281

10、956110.934232179321.6209381.61968179025204470.40.941193190210.721724619691900892226370.96963196042.8229610.31970206813246819120681324681919712172122692481.033727210125.1260463.419722323122972661.068064217507.6278322.31973250057335521.71.228156203603.6273191.41974251650310231.11.517795165799.7204395.

11、91975266884327521.31.701147156884.7192529.71976281066350427.41.929906145637.1181577.419772939282667302.159872136085.8123493.41978310640390188.52.436364127501.51601521979318817406857.22.838453112320.7143337.71980319341401942.83.4590392320.971162011981325851419669.14.08184479829.36102813.6198233850742

12、1715.65.11416966190.0382460.241983339425417030.36.06783555938.468728.021984245194434695.771660961.991985358671456576.28.43528542520.3254126.941986361026439654.110.3008135048.3142681.511987365473438453.511.919530661.7736784.551988378488476344.713.6144827800.434988.091989394942492334.415.

13、5928525328.431574.371990403194495939.218.5953921682.4726670.01199141245851317322.0911618670.7323229.791992420028502520.125.4012216535.7419783.311993420585523066.128.8834614561.4518109.541994426893520727.532.0038513338.816270.781995433723518406.934.9808512398.8714819.73（一）將消費(fèi)（CS）和收入（Y）通過(guò)價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換為不含價(jià)格因素

14、的指數(shù)化的實(shí)際消費(fèi)（CS1）和實(shí)際收入（Y1），如上表。（二）單位根檢驗(yàn)從理論上講，實(shí)際消費(fèi)與實(shí)際持久收入之間存在長(zhǎng)期的因果關(guān)系。為了對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整分析、建立誤差修正模型，首先對(duì)CS1、Y1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。利用Eviews對(duì)CS1、Y1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)下表。表1 中國(guó)居民實(shí)際持久收入與實(shí)際消費(fèi)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)類型（c,t,n）ADF值臨界值（a=0.05）結(jié)論CS1(c,t,1)-2.1938-3.5485非平穩(wěn)d(CS1）(c,0,1)-3.1939-2.9511平穩(wěn)Y1(c,t,1)-2.2642-3.5443非平穩(wěn)d(Y1）(c,0,1)-5.0931-2.9511平穩(wěn)注

15、：（c,t,n）分別表示在ADF檢驗(yàn)中是否有常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)、滯后階數(shù)。其中，滯后階數(shù)根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則確定。 分析表1可知，CS1、Y1都是一階單整。（三）協(xié)整檢驗(yàn)由于CS1、Y1都是一階單整I(1)，因此，二者可能存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。1、做對(duì)協(xié)整回歸方程： = 793.0048 + 0.8275 + （0.2690） （43.5578） = 0.9824 = 0.9819 DW = 1.32572、利用Eviews對(duì)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如表2所示。表2 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)類型（c,t,n）ADF值臨界值（a=0.05）結(jié)論ut（c,t,1）-4.4941-3.5443平穩(wěn)表2顯示，是I(0)，即是平穩(wěn)的，因此，接受CS1