利用eviews進行協(xié)整分析

1、Eviews之協(xié)整分析利用eviews進行協(xié)整分析【實驗目的】掌握協(xié)整分析及相關內(nèi)容的軟件操作【實驗內(nèi)容】單位根檢驗，單整檢驗，協(xié)整關系檢驗，誤差修正模型【實驗步驟】Augme nted Dickey-Fuller Test （ ADF）檢驗考慮模型（1） yt= S yt-1 +刀入j yt-j +卩t模型（2） yt= n + S yt-1+ 刀入 j yt-j+ 卩 t 模型（3） yt= n + 3 t+ S yt-1+刀入 j yt-j+ 卩 t其中：j=1 , 2, 3單位根的檢驗步驟如下：第一步：估計模型（3）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)S顯著不為零，則序列yt不存

2、在單位根，說明序列 yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗。否則，進行第二步。第二步：給定S =0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)3顯著不為零，則進入第三步；否則表明模型不含時間趨勢，進入第四步。第三步：用一般的t分布檢驗S =0。如果參數(shù)S顯著不為零，則序列 yt不存在單位根， 說明序列yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗；否則，序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，結(jié)束檢驗。第四步：估計模型（2）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)S顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說明序列 yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗；否則，繼續(xù)下一步。第五步：給定S =0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)S顯著不為零，表明含有常數(shù)項，

3、則進入第三步；否則繼續(xù)下一步。第六步：估計模型（1）。在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)S顯著不為零，則序列yt不存在單位根，說明序列 yt是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗。否則，序列存在單位根，是非 平穩(wěn)序列，結(jié)束檢驗。操作：（1） 檢驗消費序列是否為平穩(wěn)序列。在工作文件窗口，打開序列CS1，在 CS1頁面單擊左上方的“ View”鍵并選擇“Unit Root Test”,采用ADF檢驗方法， 依據(jù)檢驗目的確定要檢驗的模型類型， 則有單位根檢驗結(jié)果。（左上方選：level, 左下方選：Trend and intercept,含有截距項和趨勢項，右邊最大滯后期： 2,點 擊0K）消費時間序列為模型（3

4、）,其ts值大于附表6 （含有常數(shù)項和時間趨勢）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，即私人 消費時間序列CS有一個單位根，SC序列是非平穩(wěn)序列。同理，可以對Y1序列進行單位根檢驗。（2） 單整t檢驗消費時間序列一階差分（ CS）的平穩(wěn)性。在工作文件窗 口，打開序列CS,在CS頁面單擊左上方的“ View”鍵并選擇“Unit Root Test ”, 采用ADF檢驗方法，依據(jù)檢驗目的確定要檢驗的模型類型，則有單位根檢驗結(jié)果。（左上方選：1st differenee階差分，左下方選：intercept ，含有截距項，右邊最大滯后期：2,點擊0K就得到對于一階差

5、分序列 D （CS的單位根檢驗1如果一個時間序列經(jīng)過一次差分變成平穩(wěn)的，就稱原序列是1階單整序列，記為丨（1）。一般，一個序列經(jīng)過d次差分后變成平穩(wěn)序列，責稱原序列d階單整序列。的結(jié)果)同理，可以對D (Y1)序列進行單位根檢驗。用OLS法做兩個回歸：2 CSt C CSt-1 2CSt C t CSt-1 2CSt為二階差分，在兩種情況下，值都小于附表6中0.010.10各種顯著性水平下的值。因此，拒絕原假設，即私人消費一階差分時間序列沒有單位根， 即 私人消費一階差分時間序列沒有單位根，或者說該序列的平穩(wěn)序列。所以，CSt是非平穩(wěn)序列，由于 CS tI (0)，因而CStI (1 )。二階

6、差分命令：CS2=d(CS，2) CS是序列名稱。(3)判斷兩變量的協(xié)整關系。第一步：求出兩變量的單整的階2對于 SCt。做兩個回歸(SCt C SCt-1)，( SCt CSCt-1)。對于 yt， 做兩個回歸(yt C yt-1)， ( yt C yt-1 )。判斷SCt和yt都是非平穩(wěn)的，而 SCt和厶yt是平穩(wěn)的，即SCtI (1 )，ytI (1)。第二步：進行協(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et的平穩(wěn)性用OLS法做回歸：( e C et-1)第四步：得出兩變量是否協(xié)整的結(jié)論因為t=-3.15與下表協(xié)整檢驗 EG或AGE的臨界值相比較(

7、K=2)，采用顯著性水平 a=0.05，仁值大于臨界值，因而接受et非平穩(wěn)的原假設，意味著兩變量不是協(xié)整關系?？墒牵绻捎蔑@著性水平 a=0.10，則t，值與臨界值大致相當，因而可以預期，若 a=0.11，則ts 值小于臨界值，接受 et平穩(wěn)的備擇假設，即兩變量具有協(xié)整關系。協(xié)整檢驗EG或AGE的臨界值樣本個數(shù)顯著性水平K=2K=3K=4樣本容量0.010.050.100.010.050.100.010.050.1025-4.37-3.59-3.22-4.92-4.10-3.71-5.43-4.56-4.1550-4.12-3.46-3.13-4.59-3.92-3.58-5.02-4.32

8、-3.89100-4.01-3.39-3.09-4.44-3.83-3.51-4.83-4.21-3.89OO-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第一步：估計協(xié)整回歸方程yt=b0+b1Xt+ut得到協(xié)整的一致估計量(1，- b0 -b1)，用它得出均衡誤差 ut的估計值et。 第二步：用OLS法估計下面的方程 yt=a+刀 3 i yt-i+ 刀 © j yt-j+ 入 et-1 +vt在具體建模中，首先要對長期關系模型的設定是否合理進行單位根檢驗，以保證et為平穩(wěn)序列。其次，對短期動態(tài)關系中各變量的滯

9、后項，通常滯后期在0，1, 2, 3中進行實驗。(5) 估計誤差修正模型用OLS法SCt-i c yt et-i)估計誤差修正模型 SG=5951.557+0.284 yt-0.200 et-i(6)解釋:結(jié)果表明個人可支配收入yt的短期變動對私人消費存在正向影響。此外，由于短期調(diào)整系數(shù)的顯著的，表明每年實際發(fā)生的私人消費與其長期均衡值的偏差中的20%的速度被修正。【例】中國居民消費與收入數(shù)據(jù)單位：百萬元年份個人消費CS個人收入Y價格指數(shù)P實際消費CS1實際收入Y11960107808117179.20.783142137660.91496271961115147127598.90.79168

10、4145445.71611741962120050135007.10.801758149733.5P 168388.81963126115142128.30.828688152186.31715101964137192159648.70.847185161938.7188446.11965147707172755.90.885828 :166744.6:195021.91966157687182365.50.916505172052.5P 198979.319671675281956110.934232179321.6209381.61968179025204470.40.9411931902

11、10.7P 21724619691900892226370.96963196042.8229610.31970206813246819120681324681919712172122692481.033727 :210125.1:260463.419722323122972661.068064 :217507.6P 278322.31973250057335521.71.228156203603.6273191.41974251650310231.11.517795 1165799.7:204395.91975266884327521.31.701147156884.7192529.71976

12、281066350427.41.929906145637.1181577.419772939282667302.159872 :136085.8:123493.41978310640390188.52.436364127501.51601521979318817406857.22.838453112320.7143337.71980319341401942.83.45903 :92320.97r 1162011981325851419669.14.08184479829.36102813.61982338507421715.65.11416966190.0382460.241983339425

13、417030.36.067835 :55938.4:68728.021984245194434695.771660961.991985358671456576.28.43528542520.3254126.941986361026439654.110.30081 :35048.31:42681.511987365473438453.511.919530661.7736784.551988378488476344.713.6144827800.434988.091989394942492334.415.59285 :25328.4:31574.3719904031944

14、95939.218.5953921682.4726670.01199141245851317322.0911618670.7323229.791992420028502520.125.4012216535.74P 19783.311993420585523066.128.8834614561.4518109.541994426893520727.532.00385 :13338.8:16270.781995433723518406.934.9808512398.8714819.73（一）將消費（CS）和收入（丫）通過價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為不含價格因素的指數(shù)化的 實際消費（CS1）和實際收入（丫1），如

15、上表。（二）單位根檢驗從理論上講，實際消費與實際持久收入之間存在長期的因果關系。為了對二者進行協(xié)整分析、建立誤差修正模型，首先對 CS1、Y1進行單位根檢驗。利用 Eviews對CS1、丫1進行單位根檢驗，其結(jié)果見下表。運行結(jié)果：csi： level, Trend and intercept 右邊最大滯后期： 2Null Hypothesis: CS1 has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 1 （Automatic based on SIC, MAXLAG=2）t-StatisticProb.*Augmented

16、 Dickey-Fuller test statistic-2.1937570.4777Test critical values:1% level-4.2528795% level-3.54849010% level-3.207094d(cs1)：在CS中，1st differenee intercept, 2Null Hypothesis: D(CS1) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Full

17、er test statistic-3.1938810.0291Test critical values:1% level-3.6394075% level-2.95112510% level-2.614300同理，求出y1和D（Y1）表1變量中國居民實際持久收入與實際消費的單位根檢驗結(jié)果檢驗類型ADF值臨界值結(jié)論(c,t,n )(a=0.05)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：（c,t,n）分別表示在 A

18、DF檢驗中是否有常數(shù)項、時間趨勢、滯后階數(shù)。其中，滯后階數(shù) 根據(jù)AIC、SC準則確定。分析表1可知，CS1、Y1都是一階單整。（三）協(xié)整檢驗由于CS1、Y1都是一階單整1（1），因此，二者可能存在協(xié)整關系，可以進行協(xié) 整檢驗。1、做CS1t對Y1t協(xié)整回歸方程：運行結(jié)果：Dependent Variable: CS1Method: Least SquaresDate: 09/08/12 Time: 16:29Sample: 1960 1995Included observations: 36CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C793.01022948.5

19、090.2689530.7896Y10.8274630.01899743.557750.0000R-squared0.982395Mean dependent var108911.9Adjusted R-squared0.981877S.D. dependent var70926.09S.E. of regression9548.117Akaike info criterion21.22003Sum squared resid3.10E+09Schwarz criterion21.30800Log likelihood-379.9605Hannan-Quinn criter.21.25073F

20、-statistic1897.277Durbin-Watson stat1.325685Prob(F-statistic)0.000000CS 1t =793.0048 + 0.8275Y 1t + u(0.2690)(43.5578)R2 = 0.9824R2 = 0.9819DW :=1.32572、利用Eviews對u進行單位根檢驗，其結(jié)果如表 2所示。即對 resid 進行 ADF 檢驗，首先在 gen erateseries 中令 e=resid, ADF 選項：level, in cepert and trend運行結(jié)果：Null Hypothesis: E has a unit

21、rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.4941210.0054Test critical values:1% level-4.2436445% level-3.54428410% level-3.204699 表2u的單位根檢驗結(jié)果變量檢驗類型（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，ut是I（0），即ut是平穩(wěn)的，因此，接受CS1與Y1是協(xié)整的假設。誤 差修正項為：EC Mt 丄=(CS1 -793.0048 - 0.8275 )(四) 誤差修正模型的建立以CS1的差分. ：CS1為因變量，以Y1的差分.IY1、滯后一期的誤差修正項ECM t x為自變量建立模型：.：CS1=：0+ 0.4420. Y1 + ECM t+ vt運行結(jié)果：Dependent Variable: D(CS1)Method: Least SquaresDate: 09/08/12 Time: