協(xié)整與誤差修正模型

1、上海電力學(xué)院課程設(shè)計(jì)（大型作業(yè)）任務(wù)書(shū)（2012/2013學(xué)年第一學(xué)期）課程名稱(chēng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程代碼 142102601院（系）經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院專(zhuān) 業(yè) 經(jīng)濟(jì)學(xué)班 級(jí) 2010271時(shí) 間 1月14日一一1月18日老師簽名：楊慧敏劉施陽(yáng) 教研室主任（系主任）簽名設(shè)計(jì)目的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以經(jīng)濟(jì)理論為指導(dǎo)、以實(shí)際觀(guān)測(cè)資料為背景，運(yùn)用數(shù)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)方法和計(jì)算機(jī)技術(shù)，通過(guò)建立經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型，分析經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行研究的一門(mén)經(jīng)濟(jì)學(xué)科。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)大型作業(yè)在教學(xué)環(huán)節(jié)中地位重要。本次教學(xué)目的在于：對(duì)基本理論知識(shí)復(fù)習(xí)與深化；掌握現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)研究和分析的基本理論與方法； 基本具備應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析實(shí)際經(jīng)濟(jì)問(wèn)

2、題的能力二、設(shè)計(jì)內(nèi)容、要求及組織形式1. 內(nèi)容包括：（1）學(xué)習(xí)時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型（2 ）完成實(shí)驗(yàn)一一誤差修正模型2. 大型作業(yè)“封面”和“計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)大型作業(yè)評(píng)分表”參考附錄。需要填好“計(jì)量經(jīng) 濟(jì)學(xué)型作業(yè)評(píng)分表”中的相關(guān)信息。作為遞交報(bào)告的前面兩頁(yè)。三、大型作業(yè)進(jìn)度安排（時(shí)間及地點(diǎn)：崇 316）時(shí)間周一周二周三周四周五第20周14:00-16:30布置講解14:00-16:30軟件學(xué)習(xí)14:00-16:30課程設(shè)計(jì)14:00-16:30課程設(shè)計(jì)14:00-16:30課程設(shè)計(jì)四、考核形式及成績(jī)?cè)u(píng)定辦法1. 考核形式：結(jié)合學(xué)生課程設(shè)計(jì)任務(wù)和課程設(shè)計(jì)期間表現(xiàn)，按百分制評(píng)分，成績(jī)計(jì)入學(xué)生學(xué)籍。2. 大

3、型作業(yè)最終每個(gè)學(xué)生的總評(píng)成績(jī)分兩個(gè)部分組成：（1）課程設(shè)計(jì)報(bào)告質(zhì)量；（2）平時(shí)表現(xiàn)；具體比例為 70： 30。每個(gè)部分的具體評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)如下：課程設(shè)計(jì)報(bào)告的質(zhì)量 70%分四個(gè)等級(jí)：47A、按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算正確，內(nèi)容完整，符合任務(wù)書(shū)的要求62 - 70B按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算較正確，有少量錯(cuò)誤，內(nèi)容完整，基本符合任務(wù)書(shū)的要求61C基本按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算較正確，有部分錯(cuò)誤，內(nèi)容基本完整，基本符合任務(wù)書(shū)的要求 28 46D基本按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算錯(cuò)誤較多，內(nèi)容不完整，不符合任務(wù)書(shū)的要求0- 27大型作業(yè)過(guò)程中的工作態(tài)度 30%，分四個(gè)等級(jí)：A、很好，積極參與，答疑及出勤情況很好24- 30B良好，比

4、較能積極參與，答疑情況良好但有少量缺勤記錄，或答疑情況一般但出勤 情況良好 16 23C 一般，積極性不是很高，基本沒(méi)有答疑記錄，出勤情況較差9 - 15D欠佳，不認(rèn)真投入，且缺勤很多，也沒(méi)有任何答疑記錄0 8附錄：課程名稱(chēng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程代碼 142102601題 目我國(guó)人均消費(fèi)與人均GDP的協(xié)整性分析和誤差修正模型專(zhuān)業(yè) 經(jīng)濟(jì)學(xué)班級(jí) 2010271成 員楊玉潔 20103348上海電力學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)大型作業(yè)評(píng)分表序號(hào)學(xué)號(hào)姓名工作態(tài)度課程設(shè)計(jì)報(bào)告 的質(zhì)量總評(píng) 成績(jī)備注：課程設(shè)計(jì)報(bào)告的質(zhì)量 70%，分4個(gè)等級(jí)：1、按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算正確，方案合理，內(nèi)容完整，繪圖規(guī)范整潔，符合任務(wù)

5、書(shū)的要求35 - 402、按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算較正確，有少量錯(cuò)誤，方案較合理，內(nèi)容完整，繪圖較規(guī)范整潔，基本符合任務(wù)書(shū)的要求26- 343、基本按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算較正確，有部分錯(cuò)誤，方案較合理，內(nèi)容基本完整，繪圖不規(guī)范整潔，基本符合任務(wù)書(shū)的要求15-254、基本按要求格式書(shū)寫(xiě)，計(jì)算錯(cuò)誤較多，方案不合理，內(nèi)容不完整，繪圖不規(guī)范整潔, 不符合任務(wù)書(shū)的要求 0- 14工作態(tài)度30%，分4個(gè)等級(jí)：1、 很好，積極參與，答疑及出勤情況很好16-202、良好，比較能積極參與，答疑情況良好但有少量缺勤記錄，或答疑情況一般但出勤 情況良好11- 153、 一般，積極性不是很高，基本沒(méi)有答疑記錄，出勤情況較差

6、6 - 104、 欠佳，不認(rèn)真投入，且缺勤很多，也沒(méi)有任何答疑記錄0 - 5實(shí)驗(yàn)誤差修正模型一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c要求1、掌握時(shí)間序列的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)；2、掌握雙變量的Engel-Granger檢驗(yàn)；3、掌握雙變量的誤差修正模型；4、熟練使用Eviews軟件建立誤差修正模型、實(shí)驗(yàn)準(zhǔn)備對(duì)于非平穩(wěn)變量，如果使用經(jīng)典回歸模型，會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。ADF檢驗(yàn)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的一種重要方法。ADF檢驗(yàn)是通過(guò)下面三個(gè)模型來(lái)完成的:pYt =Y-1 十送 AY-i +寺i =1PY + B t + 6Yt_1 + 為 ceQY-i +片iT模型中，Yt表示時(shí)間序列， Y表示Yt的差分序列，t為時(shí)間變量。ADF檢 驗(yàn)的簡(jiǎn)單

7、模式是估計(jì)上述三個(gè)模型的適當(dāng)形式，然后通過(guò)ADF臨界值表檢驗(yàn)零假 設(shè)H0: S =0。只要其中有一個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯著，則可認(rèn)為改時(shí)間序列是平穩(wěn) 的。如果三個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果都不顯著， 則認(rèn)為改時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。 如果一 個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)一次查分變成平穩(wěn)的，則稱(chēng)該序列是一階單整序列。如果一個(gè)時(shí) 間序列經(jīng)d階差分變成平穩(wěn)的，則稱(chēng)該序列是 d階單整序列。經(jīng)濟(jì)理論指出，某些經(jīng)濟(jì)變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。長(zhǎng)期均衡關(guān)系意味著經(jīng) 濟(jì)系統(tǒng)中的變量在某個(gè)時(shí)期受到干擾偏離長(zhǎng)期均衡點(diǎn)后， 均衡機(jī)制會(huì)在下一個(gè)時(shí) 期進(jìn)行調(diào)整，以使得系統(tǒng)重新回到均衡狀態(tài)。協(xié)整關(guān)系能夠刻畫(huà)這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。E-G兩步法檢驗(yàn)兩個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量

8、間 是否存在協(xié)整關(guān)系的重要方法。三、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容依據(jù)1978-2010年我國(guó)人均消費(fèi)和人均GDP勺數(shù)據(jù)，完成以下內(nèi)容。1、對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；2、利用E-G兩步法對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)；3、根據(jù)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的關(guān)系，建立誤差修正模型，估計(jì)并進(jìn)行解釋。四、實(shí)驗(yàn)總結(jié)實(shí)驗(yàn)報(bào)告中要求包含實(shí)驗(yàn)?zāi)康?、?shí)驗(yàn)內(nèi)容、實(shí)驗(yàn)步驟和實(shí)驗(yàn)結(jié)果。實(shí)驗(yàn)結(jié)果 中要求補(bǔ)充回答：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪x擇依據(jù)； ECM模型估計(jì)過(guò)程中，模型的選 擇依據(jù)；ECM修正模型的經(jīng)濟(jì)意義。我國(guó)人均消費(fèi)與人均GDP的協(xié)整性分析和誤差修正模型在處理時(shí)間序列數(shù)據(jù)時(shí)，我們還得考慮序列的平穩(wěn)性。如果一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時(shí)間而改變，那么該序列就是非

9、平穩(wěn)的。對(duì)于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)的估計(jì)方 法，可能會(huì)導(dǎo)致錯(cuò)誤的推斷，即偽回歸。若非平穩(wěn)序列經(jīng)過(guò)一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列就為一階單整序列。 對(duì)一組非平穩(wěn)但具有同階的序列而言，若它們的線(xiàn)性組合為平穩(wěn)序列，則稱(chēng)該組合序列具有協(xié)整關(guān)系。對(duì)具有協(xié)整關(guān)系的序列，我們算出誤差修正項(xiàng)，并將誤差修正項(xiàng)的滯后一期看做一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)關(guān)系的變量一起。建立誤差修正模型。一 收集數(shù)據(jù)本文選取了我國(guó)1978年-2000年的人均GDP為自變量，居民人均消費(fèi)Y為應(yīng)變量。所有檢 驗(yàn)結(jié)果均使用Eviews5.0軟件分析得到。我們觀(guān)測(cè)到我們得到的兩組數(shù)據(jù)之間存在著長(zhǎng)期的 共同趨勢(shì)，即兩變量可能存在著協(xié)整

10、關(guān)系。年份人均消費(fèi)Y （元）人均國(guó)民生產(chǎn)總值 X （元）19781843811979208419198023846319812644921982288528198331658319843616951985446858198649796319875651112198871413661989788151919908331644199193218931992111623111993139329981994183340441995235550461996278958461997300264201998315967961999334671592000363278582001388786222002414

11、4939820034475105422004503212336200555961418520066299165002007731020169200884302370820099283256082010105223001520111227235181分析步驟:1.單位根檢驗(yàn)。對(duì)Iny進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：表一Null Hypothesis: LNY has a unit rootExoge no us: Con sta nt, Lin ear TrendLag Len gth: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nte

12、d Dickey-Fuller test statistic-2.4352380.3558Test critical values:1% level-4.2732775% level-3.55775910% level-3.212361*MacKinnon (1996) one-sided p-values.我在level，并且有截距項(xiàng)和有趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，做了ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其t統(tǒng)計(jì)值大于在1% , 5% ,10%水平情況下的臨界值，所以該LNY序列為非平穩(wěn)序列。表二Null Hypothesis: LNY has a unit rootExoge no us: Con sta ntLag L

13、en gth: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-1.1066990.6994Test critical values:1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989*MacKinnon (1996) one-sided p-values.表三Null Hypothesis: LNY has a unit rootExoge no us: NoneLag Len gth: 1 (Auto

14、matic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic2.1573120.9910Test critical values:1% level-2.6392105% level-1.95168710% level-1.610579*MacKi nnon (1996) on e-sided p-values.表四Null Hypothesis: D(LNY) has a unit rootExoge no us: Con sta nt, Lin ear TrendLag Len gt

15、h: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.2593850.0932Test critical values:1% level-4.3098245% level-3.57424410% level-3.221728*MacKi nnon (1996) on e-sided p-values.表五Null Hypothesis: D(LNY) has a unit rootExoge no us: Con sta ntLag Len gth: 3

16、 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.1185140.0362Test critical values:1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Augme nted Dickey-Fuller Test Equati onDepe nde nt Variable: D(LNY,2)Method: Least S

17、quaresDate: 01/16/13 Time: 17:43Sample (adjusted): 1983 2011In cluded observati ons: 29 after adjustme ntsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.D(LNY(-1)-0.6524240.209210-3.1185140.0047D(LNY(-1),2)0.4990580.2138402.3337960.0283D(LNY(-2),2)-0.0476260.190859-0.2495350.8051D(LNY(-3),2)0.3807180

18、.1906371.9970790.0573C0.0845170.0279623.0226160.0059R-squared0.394593Mean depe ndent var0.002305Adjusted R-squared0.293692S.D. dependent var0.055726S.E. of regressi on0.046833Akaike info criteri on-3.128874Sum squared resid0.052640Schwarz criteri on-2.893133Log likelihood50.36867F-statistic3.910691D

19、urb in -Watson stat1.962560Prob(F-statistic)0.013903對(duì)LNX進(jìn)行單位根檢驗(yàn)表一Null Hypothesis: LNX has a unit rootExoge no us: Con sta nt, Lin ear TrendLag Len gth: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.2089250.1007Test critical values:1% level-4.2732775%

20、level-3.55775910% level-3.212361*MacKi nnon (1996) on e-sided p-values.表二Null Hypothesis: LNX has a unit rootExoge no us: Con sta ntLag Len gth: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-0.6968520.8322Test critical values:1% level-3.6793225% level-2

21、.96776710% level-2.622989*MacKinnon (1996) one-sided p-values.表三Null Hypothesis: LNX has a unit rootExoge no us: NoneLag Len gth: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic2.7532760.9978Test critical values:1% level-2.6471205% level-1.95291010% level

22、-1.610011*MacKi nnon (1996) on e-sided p-values.表四Null Hypothesis: D(LNX) has a unit rootExoge no us: Con sta nt, Lin ear TrendLag Len gth: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.8080100.0306Test critical values:1% level-4.3098245% level-3.5742

23、4410% level-3.221728表五Null Hypothesis: D(LNX) has a unit rootExoge no us: Con sta ntLag Len gth: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.8671930.0063Test critical values:1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989*MacKinnon (1996) one-s

24、ided p-values.Augme nted Dickey-Fuller Test Equati onDependent Variable: D(LNX,2)Method: Least SquaresDate: 01/17/13 Time: 17:38Sample (adjusted): 1983 2011In cluded observati ons: 29 after adjustme ntsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.D(LNX(-1)-0.7017890.181472-3.8671930.0007D(LNX(-1),2

25、)0.6356010.1890953.3612820.0026D(LNX(-2),2)-0.1105590.177716-0.6221090.5397D(LNX(-3),2)0.5476120.1911102.8654230.0085C0.0990320.0264303.7469790.0010R-squared0.502874Mean depe ndent var0.003041Adjusted R-squared0.420020S.D. dependent var0.054406S.E. of regressi on0.041434Akaike info criteri on-3.3738

26、64Sum squared resid0.041202Schwarz criteri on-3.138123Log likelihood53.92103F-statistic6.069375Durb in -Watson stat1.841724Prob(F-statistic)0.001603通過(guò)LNY對(duì)LNX的回歸Depe nde nt Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 01/16/13 Time: 17:44 部分 Sample: 1978 2011In eluded observati ons: 34VariableCoeffieie nt

27、Std. Errort-StatistieProb.C-0.0737500.060796-1.2130730.2340LNX0.9133310.007344124.35590.0000R-squared0.997935Mean depe ndent var7.378071Adjusted R-squared0.997870S.D. dependent var1.297183S.E. of regressi on0.059861Akaike info eriteri on-2.736565Sum squared resid0.114666Schwarz eriteri on-2.646779Lo

28、g likelihood48.52160F-statistie15464.39Durb in -Watson stat0.166286Prob(F-statistie)0.000000對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)Date: 01/17/13 Time: 17:44Sample: 1978 2011Included observations 34Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob1111 0 7E9 0 759 21 360 0 000I1匚12 0.486 *0 213 30 377 0 000IZJI1 13 0.268 -0

29、.044 33.204 0.0001 1114 0.140 0.034 34.009 0.00013 i1 15 0 116 0.107 34.580 0 0001 i1】16 0.145 0.065 35494 0.00011 i1 17 0.130 -0.035 36.255 0.0001i118 0.090 -0 011 36.639 0 00011 i119 0 043 4 0D6 36 728 0.0001i1 110 -0.012 -0 045 36.736 0.0001 1111 111 -0.029 0 027 36 781 0 0001 1I L112 -0.063 0 10

30、6 37.000 0.0001 11I口 113 -0.031 0.137 37.055 0.00011ii (114 -0.011 -0.054 37.063 0 0011 11I E115 -0.038 0.093 37.158 0.0011 11I1 116 -0.048 0.056 37 317 0.002顯然存在自相關(guān)。于是我們要對(duì)其進(jìn)行修正。使LNX LNY滯后一期進(jìn)行回歸得到如下圖Dependent Variable LNYPilethod Least SquaresDate： 01/17/13 Time: 18:45Sample (adjusted): 1979 2011Inc

31、luded observations. 33 after adjustmentsVariableCoefiicieritStd Errort-StatisticProbC0.0559600.0237962.3516070.0257LNX08632430 062&4613 801720.0000LNX1)-0.7340060.092310-7.9515130.0000LNY(-1)0.8506310.06452613.183450 0000R-squared0.999746Mean dependent var7 443621Adjusted R-squared0.999720S.D. depen

32、dent var1258814S E of regression0 021056Akaike info criterion4 770076Sum squared resid0.012857Schwarz critenon4.588661Log likelihood6270625F-statistic38115.49Durbin-Wat so n stat1.367701Prob(F-statistic)0 000000其自相關(guān)檢驗(yàn)如下，可看出已不存在自相關(guān):Date: 01/17/13 Time: 18:34Sample: 1979 2011Included observations: 33A

33、utocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat ProbI-1i-1 0.324 0.324 3.7B5G 0.052I 11i匚12 *0 045 *0 16S 3.8616 0 14511i 13 0 077 0 171 4.0904 0 2521 1i匚14 -0 062 -0 188 4.2441 D.3741匚1i匚15 *0 222 *0 124 62731 0 2811 1i1 16 -0 085 0 013 6.5791 0.3621 1iZl 17 0.191 0.232 8.2056 D.31611 1|匚18 0 020

34、-OJ43 8.2236 04121匚1| 19 -0 126 -0 070 8.9902 0 4381 11| 110 -0 037 -0.080 9.0586 0 5271 L1| 1111 P 096 *0 066 9.5440 0 572i匚1| C112 -0 220 -0 101 12 216 0 428i 11i1 113 -0 033 0 104 12.281 0 505i1i I114 0 092 -0.054 12 794 0.5431LI i1 115 0 100 0 133 13 436 0 5691 1i1 116 -0 019 -0 167 13.461 0.639

35、對(duì)滯后模型的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn):Null Hypothesis: E has a unit rootExoge no us: NoneLag Len gth: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8)t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-4.0073240.0002Test critical values:1% level-2.6392105% level-1.95168710% level-1.610579*MacKinnon (1996) one-sided p-values.我

36、們可以看出其 T檢驗(yàn)值小于在 1% , 5%及10%水平下的統(tǒng)計(jì)值，且其 0.0004V0.05.從而，可以得出e是平穩(wěn)序列，即證明了居民人均消費(fèi)支出與人均 存在協(xié)整關(guān)系的，即居民人均消費(fèi)支出與人均 GDP之間存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。 也可以得出其協(xié)整方程：prob值為GDP之間是通過(guò)計(jì)算，Lny=0.055960+0.863243lnx-0.734005lnx(-1)+0.850681lny(-1)+ut(0.023796)( 0.062546)t= (2.351607)(13.80172)RA2=0.999746F=38115.49(0.092310)(-7.951513)(0.064526

37、)(13.18345)Augme nted Dickey-Fuller Test Equati onDepe ndent Variable: D(E)Method: Least SquaresDate: 01/17/13 Time: 19:52Sample (adjusted): 1980 2011In cluded observati ons: 32 after adjustme ntsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.E(-1)-0.6865910.171334-4.0073240.0004R-squared0.340945Mean depe ndent var0.000502Adjusted R-squared0.340945S.D. dependent var0.023811S.E. of regressi on0.019331Akaike info criteri on-5.023505Sum squared resid0.011584Schwarz criteri on-4.977701Log likelihood81.37608Durbi n-Watson stat1.874598根據(jù) 屈=0.686591(?2、誤差修正模型的建立根據(jù)Gran ger表述訂立，如果兩個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)