經(jīng)濟(jì)學(xué)時間序列計量經(jīng)濟(jì)模型PPT課件

1、為了分析某國的個人可支配總收入為了分析某國的個人可支配總收入 與個人消與個人消費總支出費總支出 的關(guān)系，用的關(guān)系，用OLS法作法作 關(guān)于關(guān)于 的線性的線性回歸，得到如下結(jié)果：回歸，得到如下結(jié)果：-174.440.9672ttEI20.9941DW0.532R t (-7.481) (119.87)EIIE第1頁/共80頁從回歸結(jié)果來看， 非常高，個人可支配總收入 的回歸系數(shù)t統(tǒng)計量也非常大，邊際消費傾向符合經(jīng)濟(jì)假設(shè)。憑借經(jīng)驗判斷，這個模型的設(shè)定是好的，應(yīng)是非常滿意的結(jié)果。準(zhǔn)備將這個計量結(jié)果用于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析和經(jīng)濟(jì)預(yù)測?？墒怯腥颂岢觯@個回歸結(jié)果可能是虛假的！可能只不過是一種“偽回歸”！ 2RI第

2、2頁/共80頁 “要千萬小心! !”這里用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行的回歸，究竟是真回 歸還是偽回歸呢？為什么模型、樣本、數(shù)據(jù)、檢驗結(jié)果都很理想，卻可能得到“偽回歸”的結(jié)果呢？ 第3頁/共80頁時間序列數(shù)據(jù)被廣泛地運用于計量經(jīng)濟(jì)研究。時間序列數(shù)據(jù)被廣泛地運用于計量經(jīng)濟(jì)研究。經(jīng)典時間序列分析和回歸分析有許多假定前提，經(jīng)典時間序列分析和回歸分析有許多假定前提，如序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等。直接將經(jīng)濟(jì)變量如序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等。直接將經(jīng)濟(jì)變量的時間序列數(shù)據(jù)用于建模分析，實際上隱含了的時間序列數(shù)據(jù)用于建模分析，實際上隱含了上述假定，在這些假定成立的條件下，據(jù)此而上述假定，在這些假定成立的條件下，據(jù)此而進(jìn)行的進(jìn)行的

3、t檢驗、檢驗、F檢驗等才具有較高的可靠度。檢驗等才具有較高的可靠度。越來越多的經(jīng)驗證據(jù)表明，經(jīng)濟(jì)分析中所涉及越來越多的經(jīng)驗證據(jù)表明，經(jīng)濟(jì)分析中所涉及的大多數(shù)時間序列是非平穩(wěn)的。的大多數(shù)時間序列是非平穩(wěn)的。第4頁/共80頁問題：如果直接將非平穩(wěn)時間序列當(dāng)作平穩(wěn)時間序列來進(jìn)行分析，會造成什么不良后果；如何判斷一個時間序列是否為平穩(wěn)序列；當(dāng)我們在計量經(jīng)濟(jì)分析中涉及到非平穩(wěn)時間序列時，應(yīng)作如何處理？ 第5頁/共80頁第十章第十章 時間序列計量經(jīng)濟(jì)模型時間序列計量經(jīng)濟(jì)模型本章主要討論: :l 時間序列的基本概念l 時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗l 協(xié)整第6頁/共80頁第一節(jié) 時間序列基本概念 本節(jié)基本內(nèi)容:

4、 偽回歸問題 隨機(jī)過程的概念 時間序列的平穩(wěn)性 第7頁/共80頁一、偽回歸問題傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的假定條件：序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性。 所謂“偽回歸”，是指變量間本來不存在相依關(guān)系，但回歸結(jié)果卻得出存在相依關(guān)系的錯誤結(jié)論。20世紀(jì)70年代，Grange、Newbold 研究發(fā)現(xiàn)，造成“偽回歸”的根本原因在于時序序列變量的非平穩(wěn)性第8頁/共80頁二、隨機(jī)過程二、隨機(jī)過程有些隨機(jī)現(xiàn)象，要認(rèn)識它必須研究其發(fā)展變化過程，隨機(jī)現(xiàn)象的動態(tài)變化過程就是隨機(jī)過程。 例如，考察一段時間內(nèi)每一天的電話呼叫次數(shù)，需要考察依賴于時間t的隨機(jī)變量 ， 就是一隨機(jī)過程。又例如，某國某年的GNP總量，是一隨機(jī)變量，但若考查它隨

5、時間變化的情形，則 就是一隨機(jī)過程。ttGNPt第9頁/共80頁t tT()隨機(jī)過程的嚴(yán)格定義若對于每一特定的 ， 為一隨機(jī)變量，則稱這一族隨機(jī)變量 為一個隨機(jī)過程。若 為一區(qū)間，則 為一連續(xù)型隨機(jī)過程。若 為離散集合，如 或 ，則 為離散型隨機(jī)過程。離散型時間指標(biāo)集的隨機(jī)過程通常稱為隨機(jī)型時間序列，簡稱為時間序列。tYtYYttYTT(0,1, 2,T = )(, -2, -1, 0,1, 2,T = )第10頁/共80頁三、時間序列的平穩(wěn)性所謂時間序列的平穩(wěn)性，是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化。直觀上，一個平穩(wěn)的時間序列可以看作一條圍繞其均值上下波動的曲線。從理論上，有兩

6、種意義的平穩(wěn)性，一是嚴(yán)格平穩(wěn)，另一種是弱平穩(wěn)。第11頁/共80頁嚴(yán)格平穩(wěn)是指隨機(jī)過程 的聯(lián)合分布函數(shù)與時間的位移無關(guān)。設(shè) 為一隨機(jī)過程， 為任意實數(shù)，若聯(lián)合分布函數(shù)滿足：則稱 為嚴(yán)格平穩(wěn)過程，它的分布結(jié)構(gòu)不隨時間推移而變化。 tY11211ntttt +ht +hnnnY ,Y ,.,YY,.,YFy ,.,yFy ,.,ytYn, htY第12頁/共80頁弱平穩(wěn)是指隨機(jī)過程 的期望、方差和協(xié)方差不隨時間推移而變化。若 滿足： 則稱 為弱平穩(wěn)隨機(jī)過程。在一般的分析討論中，平穩(wěn)性通常是指弱平穩(wěn)。Cov( ,)Cov(,)(,0)stt-st+hs+hY YYYr t-sr20Var( )tYrt

7、YYttYE Y ( ）t第13頁/共80頁時間序列的非平穩(wěn)性是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律隨著時間的位移而發(fā)生變化，即生成變量時間序列數(shù)據(jù)的隨機(jī)過程的特征隨時間而變化。在實際中遇到的時間序列數(shù)據(jù)很可能是非平穩(wěn)序列，而平穩(wěn)性在計量經(jīng)濟(jì)建模中又具有重要地位，因此有必要對觀測值的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。第14頁/共80頁 第二節(jié) 時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗 本節(jié)基本內(nèi)容: 單位根檢驗 DickeyFuller檢驗 Augmented DickeyFuller檢驗第15頁/共80頁一、單位根過程為了說明單位根過程的概念，我們側(cè)重以AR(1)模型進(jìn)行分析 ： 根據(jù)平穩(wěn)時間序列分析的理論可知，當(dāng) 時，該序列

8、 是平穩(wěn)的,此模型是經(jīng)典的Box-Jenkins時間序列AR(1)模型。Yt11tt-tYY第16頁/共80頁t當(dāng) ，則序列的生成過程變?yōu)槿缦码S機(jī)游動過程(Random Walk Process)：其中 獨立同分布且均值為零、方差恒定為 。隨機(jī)游動過程的方差為： 當(dāng) 時，序列的方差趨于無窮大，說明隨機(jī)游動過程是非平穩(wěn)的。1-1-2-112-12Var( )Var()Var() Var() ttttttttYYY.tt tY = Y1tt2第17頁/共80頁 單位根過程如果一個序列是隨機(jī)游動過程，則稱這個序列是一個“單位根過程”。為什么稱為“單位根過程”？將一階自回歸模型表示成如下形式： 其中，

9、 是滯后算子，即 -1- (1-)tttttYYL Y或-1ttLYYL第18頁/共80頁根據(jù)模型的滯后多項式 ，可以寫出對應(yīng)的線性方程： （通常稱為特征方程）該方程的根為： 。當(dāng) 時序列是平穩(wěn)的，特征方程的根滿足條件 ；當(dāng) 時，序列的生成過程變?yōu)殡S機(jī)游動過程，對應(yīng)特征方程的根 ，所以通常稱序列含有單位根，或者說序列的生成過程為“單位根過程” 。 1- L1-0ZZ 11Z 11Z 第19頁/共80頁結(jié)論:隨機(jī)游動過程是非平穩(wěn)的。因此，檢驗序列的非平穩(wěn)性就變?yōu)闄z驗特征方程是否有單位根，這就是單位根檢驗方法的由來 。第20頁/共80頁從單位根過程的定義可以看出，含一個單位根的過程，其一階差分：是

10、一平穩(wěn)過程，像這種經(jīng)過一次差分后變?yōu)槠椒€(wěn)的序列稱為一階單整序列(Integrated Process)，記為 。 -1-ttttYY Yu ItY （1）第21頁/共80頁有時，一個序列經(jīng)一次差分后可能還是非平穩(wěn)有時，一個序列經(jīng)一次差分后可能還是非平穩(wěn)的，如果序列經(jīng)過二階差分后才變成平穩(wěn)過程，的，如果序列經(jīng)過二階差分后才變成平穩(wěn)過程，則稱序列則稱序列 為二階單整序列，記為為二階單整序列，記為 。一般地，如果序列經(jīng)過一般地，如果序列經(jīng)過 次差分后平穩(wěn)，而次差分后平穩(wěn)，而 次差分卻不平穩(wěn)，那么稱為次差分卻不平穩(wěn)，那么稱為 階單整序列，記為階單整序列，記為 , , 稱為整形階稱為整形階數(shù)。特別地，若

11、序列數(shù)。特別地，若序列 本身是平穩(wěn)的本身是平穩(wěn)的, ,則稱則稱序列為零階單整序列，記為序列為零階單整序列，記為 。 tY I2tY （ ） tY ItYd （ ） I0tY （ ）ddd1d 第22頁/共80頁二、Dickey-Fuller檢驗（DF檢驗）大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量呈現(xiàn)出強烈的趨勢特征。這些具有趨勢特征的經(jīng)濟(jì)變量，當(dāng)發(fā)生經(jīng)濟(jì)振蕩或沖擊后，一般會出現(xiàn)兩種情形: 受到振蕩或沖擊后，經(jīng)濟(jì)變量逐漸又回它們的長期趨勢軌跡； 這些經(jīng)濟(jì)變量沒有回到原有軌跡，而呈現(xiàn)出隨機(jī)游走的狀態(tài)。若我們研究的經(jīng)濟(jì)變量遵從一個非平穩(wěn)過程，一個變量對其他變量的回歸可能會導(dǎo)致偽回歸結(jié)果。這是研究單位根檢驗的重要意義所在。第2

12、3頁/共80頁假設(shè)數(shù)據(jù)序列是由下列自回歸模型生成的：其中， 獨立同分布，期望為零，方差為 ，我們要檢驗該序列是否含有單位根。檢驗的原假設(shè)為： 回歸系數(shù)的OLS估計為： 檢驗所用的統(tǒng)計量為：t-1tttYY20H :1-12-1ttty yy -t第24頁/共80頁在在 成立的條件下，成立的條件下，t統(tǒng)計量為：統(tǒng)計量為： Dickey、Fuller通過研究發(fā)現(xiàn)，在原假設(shè)成立的通過研究發(fā)現(xiàn)，在原假設(shè)成立的情況下，該統(tǒng)計量不服從情況下，該統(tǒng)計量不服從t分布。所以傳統(tǒng)的分布。所以傳統(tǒng)的t檢檢驗法失效。驗法失效。但可以證明，上述統(tǒng)計量的極限分布存在，一般但可以證明，上述統(tǒng)計量的極限分布存在，一般稱其為稱

13、其為Dickey-Fuller分布。根據(jù)這一分布所作的分布。根據(jù)這一分布所作的檢驗稱為檢驗稱為DF檢驗檢驗,為了區(qū)別為了區(qū)別,t 統(tǒng)計量的值有時也稱統(tǒng)計量的值有時也稱為為 值。值。 - 1t0H :1第25頁/共80頁Dickey、Fuller得到DF檢驗的臨界值，并編制了DF檢驗臨界值表供查。在進(jìn)行DF檢驗時，比較t統(tǒng)計量值與DF檢驗臨界值，就可在某個顯著性水平上拒絕或接受原假設(shè)。在實際應(yīng)用中，可按如下檢驗步驟進(jìn)行：(1) 根據(jù)觀察數(shù)據(jù)，用OLS法估計一階自回歸模型，得到回歸系數(shù)的OLS估計：-1tttYY121tttyyy第26頁/共80頁(2) 提出假設(shè) 檢驗用統(tǒng)計量為常規(guī)t統(tǒng)計量， (

14、3) 計算在原假設(shè)成立的條件下t統(tǒng)計量值，查DF檢驗臨界值表得臨界值，然后將t統(tǒng)計量值與DF檢驗臨界值比較：若t統(tǒng)計量值小于DF檢驗臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明序列不存在單位根；若t統(tǒng)計量值大于或等于DF檢驗臨界值，則接受原假設(shè)，說明序列存在單位根。0H:1 -t1H :1第27頁/共80頁Dickey、Fuller研究發(fā)現(xiàn)，DF檢驗的臨界值同序列的數(shù)據(jù)生成過程以及回歸模型的類型有關(guān)，因此他們針對如下三種方程編制了臨界值表，后來Mackinnon把臨界值表加以擴(kuò)充，形成了目前使用廣泛的臨界值表，在EViews軟件中使用的是Mackinnon臨界值表。第28頁/共80頁這三種模型如下：模型I I：

15、 模型： 模型 ： -1tttYY-1tttYY-1tttYtY第29頁/共80頁DF檢驗存在的問題是，在檢驗所設(shè)定的模型時，假設(shè)隨機(jī)擾動項不存在自相關(guān)。但大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)序列是不能滿足此項假設(shè)的，當(dāng)隨機(jī)擾動項存在自相關(guān)時，直接使用DF檢驗法會出現(xiàn)偏誤，為了保證單位根檢驗的有效性，人們對DF檢驗進(jìn)行拓展，從而形成了擴(kuò)展的DF檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test)，簡稱為ADF檢驗。 三、Augmented Dickey-Fuller檢驗（ADF檢驗）第30頁/共80頁假設(shè)基本模型為如下三種類型：模型I I： 模型： 模型： 其中 為隨機(jī)擾動項，它可以是一個一般的平穩(wěn)過

16、程。 -1tttYY-1tttYY-1tttYtYt第31頁/共80頁為了借用DF檢驗的方法，將模型變?yōu)槿缦率剑耗Ｐ虸： 模型： 模型： 可以證明，在上述模型中檢驗原假設(shè)的t統(tǒng)計量的極限分布，與DF檢驗的極限分布相同，從而可以使用相同的臨界值表，這種檢驗稱為ADF檢驗。-1-1pttit itiYYY-1-1pttit itiYYY-1-1pttit itiYtYY第32頁/共80頁根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒2004，得到我國19782003年的GDP序列(如表10.1) ，檢驗其是否為平穩(wěn)序列。 表10.1 中國19782003年度GDP序列例10.1第33頁/共80頁時序圖見圖10.1第34頁/共8

17、0頁由GDP時序圖可以看出，該序列可能存在趨勢項，因此選擇ADF檢驗的第三種模型進(jìn)行檢驗。估計結(jié)果如下：ttttGDP-1565.141 355.62 -0.02883GDP1.016 GDP -0.460382 GDPt 第35頁/共80頁在原假設(shè)下，單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值為 在1、5、10三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.4167、 -3.6219、-3.2474，顯然，上述t檢驗統(tǒng)計量值大于相應(yīng)臨界值，從而不能拒絕，表明我國19782003年度GDP序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。 -0.028830-0.7860110.036679t第36頁/共80頁第

18、三節(jié) 協(xié)整本節(jié)基本內(nèi)容:協(xié)整的概念協(xié)整檢驗誤差修正模型第37頁/共80頁一、協(xié)整的概念引例：一個貨幣需求分析的例子。依照經(jīng)典理論，一國或一地區(qū)的貨幣需求量主要取決于規(guī)模變量和機(jī)會成本變量，即實際收入、價格水平以及利率。以對數(shù)形式的計量經(jīng)濟(jì)模型將貨幣需求函數(shù)描述出來，形式為：其中， 為貨幣需求， 為價格水平， 為實際收入總額， 為利率， 為擾動項， 為模型參數(shù)。r0123lnlnlntttttMPYruMPYu第38頁/共80頁問題：估計出來的貨幣需求函數(shù)是否揭示了貨幣需求的長期均衡關(guān)系？（1）如果上述貨幣需求函數(shù)是適當(dāng)?shù)模敲簇泿判枨髮﹂L期均衡關(guān)系的偏離將是暫時的，擾動項序列是平穩(wěn)序列，估計出

19、來的貨幣需求函數(shù)就揭示了貨幣需求的長期均衡關(guān)系。（2）相反，如果擾動項序列有隨機(jī)趨勢而呈現(xiàn)非平穩(wěn)現(xiàn)象，那么模型中的誤差會逐步積聚，使得貨幣需求對長期均衡關(guān)系的偏離在長時期內(nèi)不會消失。第39頁/共80頁 上述貨幣需求模型是否具有實際價值，關(guān)鍵在于擾動項序列是否平穩(wěn)。 貨幣供給量、實際收入、價格水平以及利率可能是I(1)序列。一般情況下，多個非平穩(wěn)序列的線性組合也是非平穩(wěn)序列。 如果貨幣供給量、實際收入、價格水平以及利率的任何線性組合都是非平穩(wěn)的，那么上述貨幣需求模型的擾動項序列就不可能是平穩(wěn)的，從而模型并沒有揭示出貨幣需求的長期穩(wěn)定關(guān)系。第40頁/共80頁反過來說，如果上述貨幣需求模型描述了貨幣

20、需求的長期均衡關(guān)系，那么擾動項序列必定是平穩(wěn)序列，也就是說，非平穩(wěn)的貨幣供給量、實際收入、價格水平以及利率四變量之間存在平穩(wěn)的線性組合。 上述例子向我們揭示了這樣一個事實：“包含非平穩(wěn)變量的均衡系統(tǒng)，必然意味著這些非平穩(wěn)變量的某種組合是平穩(wěn)的”這正是協(xié)整理論的思想。 第41頁/共80頁所謂協(xié)整，是指多個非平穩(wěn)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。例如，收入與消費，工資與價格，政府支出與稅收，出口與進(jìn)口等，這些經(jīng)濟(jì)時間序列一般是非平穩(wěn)序列，但它們之間卻往往存在長期均衡關(guān)系。下面給出協(xié)整的嚴(yán)格定義：對于兩個序列 如果 ，而且存在一組非零常數(shù) ，使得 則稱 之間是協(xié)整的。I(1),I(1)ttyx12、12

21、I(0)ttxy XY和 XY和第42頁/共80頁一般的 ，設(shè)有 個序列 用 表示由此 個序列構(gòu)成的 維向量序列，如果： (1)(1)每一個序列 都是 階單整序列，即 ; ; (2)k 12,ttktyyy12(,)tttktYyyy 12,ttktyyyI( )jtyddkk第43頁/共80頁(2)(2)存在非零向量 ，使得 為( ( ) )階單整序列，即 。則稱向量序列 的分量間是 、 階協(xié)整的，記為 ，向量 稱為協(xié)整向量。12(,)k 1 122tttkktYa ya ya yI(- ) , 0tYd bbd12(,)tttktYy yy CI( , )tYd bdbdb12(,)k 第

22、44頁/共80頁(2, )ity im特別地，若 ，則 ，說明盡管各個分量序列是非平穩(wěn)的一階單整序列，但它們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的。這種（1 1，1 1）階協(xié)整關(guān)系在經(jīng)濟(jì)計量分析中較為常見。例如，假設(shè)變量 與變量 之間為（1 1，1 1）階協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為 ，則這種協(xié)整關(guān)系可表示為： 組合變量 就為I(0)過程。 CI(1,1)tY 2(1, -,-)m 122ttmmttyyyu1ty1db 第45頁/共80頁協(xié)整概念的提出對于用非平穩(wěn)變量建立經(jīng)濟(jì)計量模型，以檢驗這些變量之間的長期均衡關(guān)系非常重要。（1）如果多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個平穩(wěn)序列。這個平穩(wěn)序列就可以用

23、來描述原變量之間的均衡關(guān)系。（2）當(dāng)且僅當(dāng)多個非平穩(wěn)變量之間具有協(xié)整性時，由這些變量建立的回歸模型才有意義。所以協(xié)整性檢驗也是區(qū)別真實回歸與偽回歸的有效方法。第46頁/共80頁（3）具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量可以用來建立誤差修正模型。由于誤差修正模型把長期關(guān)系和短期動態(tài)特征結(jié)合在一個模型中，因此既可以克服傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)模型忽視偽回歸的問題，又可以克服建立差分模型忽視水平變量信息的弱點。第47頁/共80頁二、協(xié)整檢驗協(xié)整性的檢驗有兩種方法l基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱為單一方程的協(xié)整檢驗；l基于回歸系數(shù)的完全信息協(xié)整檢驗。這里我們僅考慮單一方程的情形，而且主要介紹兩變量協(xié)整關(guān)系的EG兩步法檢

24、驗。第48頁/共80頁EG兩步檢驗法兩步檢驗法：第一步：若 與 是一階單整序列，即 是平穩(wěn)的，用OLS法對回歸方程：進(jìn)行估計，得到殘差序列：ttXY和和tttXYu-()ttteXYYttX第49頁/共80頁第二步，檢驗 的平穩(wěn)性。若 為平穩(wěn)的，則 與 是協(xié)整的，反之則不是協(xié)整的。因為若 與 不是協(xié)整的，則它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的因此殘差將是非平穩(wěn)。換言之，對殘差序列是否具有平穩(wěn)性的檢驗，也就是對 與 是否存在協(xié)整的檢驗。tXtetXtXtYtYtYte第50頁/共80頁檢驗 為非平穩(wěn)的假設(shè)可用兩種方法：一種方法是對殘差序列進(jìn)行DF檢驗，即對進(jìn)行單位根檢驗，其檢驗方法在前面已介紹，但要注

25、意的是，DF檢驗和ADF檢驗使用的臨界值應(yīng)該用Engle-Granger編制的專用臨界值表。te第51頁/共80頁具體做法：用協(xié)整回歸所得的殘差構(gòu)造DW統(tǒng)計量： 若 是隨機(jī)游動的，則 的數(shù)學(xué)期望為0 0，故DW也應(yīng)接近于0 0。因此，只需檢驗 是否成立，若成立，為 隨機(jī)游走， 與 間不存在協(xié)整，反之則存在協(xié)整。 te2-12( -)CRDWttte ee-1-ttee0H :DW0tetXtY協(xié)整回歸協(xié)整回歸DW檢驗檢驗第52頁/共80頁Sargan和Bhargava最早編制了用于檢驗協(xié)整的DW臨界值表。表10.2是觀察數(shù)為100時，該檢驗的臨界值。例如，當(dāng)DW0.71時，在1的顯著性水平上我

26、們能拒絕，即拒絕非協(xié)整假設(shè)。 表10.2 檢驗DW=0的臨界值 顯著性水平顯著性水平%DW臨界值臨界值10.51150.386100.322第53頁/共80頁誤差修正模型(ECM，也稱誤差修正模型)是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟(jì)模型。建立誤差修正模型一般采用兩步，分別建立區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長期特征和短期待征的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。第一步，建立長期關(guān)系模型。即通過水平變量和OLS法估計出時間序列變量間的關(guān)系。若估計結(jié)果形成平穩(wěn)的殘差序列時，那么這些變量間就存在相互協(xié)整的關(guān)系長期關(guān)系模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)意義。 三、誤差修正模型三、誤差修正模型（Error Correction Model ,EC

27、M）第54頁/共80頁第二步，建立誤差修正模型。將長期關(guān)系模型 各個變量以一階差分形式重新構(gòu)造，并將第一步中的殘差引入。在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項檢驗，剔除不顯著項，直到得到最適當(dāng)?shù)哪Ｐ托问健Ｗ⒁?，解釋變量引入的短期關(guān)系模型的殘差，代表著在取得長期均衡的過程中各時點上出現(xiàn)“偏誤”的程度，使得第二步可以對這種偏誤的短期調(diào)整或誤差修正機(jī)制加以估計。第55頁/共80頁以建立我國貨幣需求函數(shù)為例，說明誤差修正模型的建模過程。貨幣需求函數(shù)通常在局部調(diào)整的結(jié)構(gòu)下加以設(shè)定。在這種模型中，當(dāng)前實際貨幣需求余額是關(guān)于實際貨幣需求余額滯后值、實際國民收入(通常用GDP表示)和機(jī)會成本等

28、變量的回歸。那么這種依據(jù)交易方程設(shè)定的模型可作為長期關(guān)系模型。舉例舉例: :貨幣需求函數(shù)貨幣需求函數(shù)第56頁/共80頁0123-1()()tttttMMYPP 其中： 為相應(yīng)的名義貨幣余額， 為物價指數(shù)(通常用GDP的平減指數(shù)表示), 為實際的國民收入(GDP)， 為季度通貨膨脹率(根據(jù)綜合物價指數(shù)衡量)。這里關(guān)于實際收入(產(chǎn)業(yè)規(guī)模)和機(jī)會成本變量的長期彈性分別由 給出。 1323(1-)(1-)和MPY其一般形式為：第57頁/共80頁第二階段誤差修正方程的一般形式是： 其中， 長期關(guān)系模型中的殘差。在具體建模中，首先要對長期關(guān)系模型的設(shè)定是否合理進(jìn)行單位根檢驗，以保證 為平穩(wěn)序列。其次，對短

29、期動態(tài)關(guān)系中各變量的滯后項，進(jìn)行從一般到特殊的檢驗，將不顯著的滯后項逐漸剔除，直到找出了最佳形式為止。通常滯后期在 0,1,2,3 0,1,2,3 中進(jìn)行試驗。0- -1-1000()()ECllltit iit iit ittiiiMMYPPiECEC第58頁/共80頁第四節(jié) 案例分析中國城鎮(zhèn)居民的生活費支出與可支 配收入關(guān)系的研究表10.310.3是我國城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入（ ）和生活費支出（ ）的調(diào)整序列?，F(xiàn)用EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系SRZC第59頁/共80頁第60頁/共80頁第61頁/共80頁在EViews中建立中作文檔，錄入人均可支配收入（ ）和生活費支出（ ）序列

30、的數(shù)據(jù)。雙擊人均可支配收入（ ）序列，出現(xiàn)工作文件窗口，在其左上方點擊EViews鍵出現(xiàn)下拉菜單，點擊Unit Root Test，出現(xiàn)對話框（圖10.2），選擇帶截距項（intercept），滯后差分項（Lagged differences）選2階，點擊OK，得到估計結(jié)果，見表10.4。 ZCSRSR第62頁/共80頁第63頁/共80頁從檢驗結(jié)果看，在從檢驗結(jié)果看，在1、5、10三個顯著性水三個顯著性水平下，單位根檢驗的平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為臨界值分別為-3.5121、-2.8972、-2.5855， t檢驗統(tǒng)計量值檢驗統(tǒng)計量值-0.862611大于相應(yīng)臨界值，從而

31、不能拒絕大于相應(yīng)臨界值，從而不能拒絕 ，表明人均可支配收入（表明人均可支配收入（ ）序列存在單位根，）序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。是非平穩(wěn)序列。0H0HSR第64頁/共80頁為了得到人均可支配收入（ ）序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗（Unit Root Test）對話框（圖10.3）中，指定對一階差分序列作單位根檢驗，選擇帶截距項（intercept），滯后差分項（Lagged differences）選2階，點擊OK，得到估計結(jié)果，見表10.5。 SR第65頁/共80頁從檢驗結(jié)果看，在1、5、10三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-3.5121、-2.8972、-2

32、.5855， t檢驗統(tǒng)計量值為-8.374339，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕 ，表明人均可支配收入（ ）的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即 序列是一階單整的， I（1）。0HSRSRSR第66頁/共80頁為了分析可支配收入（ ）和生活費支出（ ）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們先作兩變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。以生活費支出（ ）為被解釋變量，可支配收入（ ）為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，結(jié)果見表10.6。 SRZCZCSR第67頁/共80頁第68頁/共80頁residtu =為了檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，在工作文檔窗口中，點擊Genr功能鍵，命令 ，將上述OLS回歸得到的殘差序列命名為新序列 ，然后雙擊 序列，對 序列進(jìn)行單位根檢驗。由于殘差序列的均值為0，所以選擇無截距項、無趨勢項的DF檢驗，模型設(shè)定見圖10.4，估計結(jié)果見表10.7。tututu第69頁/共80頁第70頁/共80頁第71頁/共80頁在5