利用eviews進行協(xié)整分析

1、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】Augmented Dickey-Fuller Test（ADE 檢驗考慮模型（1） yt= 6 yt-1 +12 入 j yt-j + d t模型（2） yt=r+6yt-1+Z2 入 j4yt-j+dt模型（3） yt=r）+Bt+ 6yt-1 + 22 入 jAyt-j+（it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)6顯著不為 零，則序列yt不存在單位根，說明序列 yt

2、是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗。否則，進行第二步。第二步：給定6 =0,在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)B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6 =00如果參數(shù)6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)6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6 =0,在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)6顯著不為零，表明含有常數(shù)項，則進入第三步；否則

3、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)6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 andintercept ,含有截距項和趨勢項，右邊最大滯后期：2,點擊OK消費時間序列為模型(3),其晨值大于附表

4、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。檢驗消費時間序列一階差分( CSt)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：1stdifference 一階差分，左下方選：intercept ,含有截距項，右邊

5、最大滯后期：2 ,點擊OK,就得到對于一階差分序列 D (CS)的單位根檢驗的結(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 ._ _ CS CACSi后變成平穩(wěn)序列，責稱原序列 d階單整序列。 CSt C t ACSt-1 2CSt為二階差分，在兩種情況下，tb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 CStI (0),因而CStI (1)。二階差分命令：CS2=d(CS , 2) CS是序列名稱。

6、(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對于 SC。做兩個回歸(SC C SC t-1), (A2S(c CASGi )o對于 yt, 做兩個回歸(yt C y t-1 ), ( 2yt CyQ。判斷SC和yt都是非平穩(wěn)的，而 SC和Ayt是平穩(wěn)的，即SCI (1), ytI (1)。1階單整序列，記為I (1)。一般，一個序列經(jīng)過 d次差分第二步：進行協(xié)整回歸用OLS法做回歸：（SC C y t）,并變換參差為eto第三步：檢驗e的平穩(wěn)性用OLS法做回歸：（& C e 口）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勺臨界值相比較（K=

7、2）,采用顯著性水 平a=0.05, L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。可是，如果采用顯著性水平a=0.10,則匕值與臨界值大致相當，因而可以預期，若a=0.11 ,則S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0.010.100.050.010.100.050.010.100.0525-4.37-3.59-4.92-4.10-5.43-4.56-3.22-3.71-4.1550-4.12-3.46-4.59-3.92-5.02-4.32-3.13-3.58-3.

8、89100-4.01-3.39-4.44-3.83-4.83-4.21-3.09-3.51-3.89OO-3.90-3.33-4.30-3.74-4.65-4.10-3.05-3.45-3.81（4）誤差修正模型的估計第一步：估計協(xié)整回歸方程yt=bo+biXt+Ut得到協(xié)整的一致估計量(1, - b o -bi),用它得出均衡誤差ut的估計值eto第二步：用OLS法估計下面的方程 yt=a+E B i yt-i +E 小 j yt-j + 入 e-i +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)關系中各變量的滯后項，通常滯后期在

9、0, 1, 2,3中進行實驗。(5)估計誤差修正模型用OLS法(ASG cAyt et-i)估計誤差修正模型 SC=5951.557+0.284 yt-0.200 e t-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%勺速度被修正?！纠恐袊用裣M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Y11960107808117179.20.783142137660.91496271961115147127598.90.791684145445.7

10、1611741962120050135007.10.801758 ；149733.5P 168388.81963126115142128.30.828688152186.31715101964137192159648.70.847185 1161938.7188446.11965147707172755.90.8858281166744.6P195021.91966157687182365.50.916505172052.5198979.319671675281956110.934232 1179321.6P 209381.61968179025204470.40.941193190210.7

11、21724619691900892226370.96963196042.8229610.319702068132468191206813:24681919712172122692481.033727210125.1260463.419722323122972661.068064217507.6278322.31973250057335521.71.2281561203603.6273191.41974251650310231.11.517795165799.7204395.91975266884327521.31.701147156884.7192529.71976281066350427.4

12、1.929906145637.1181577.419772939282667302.159872136085.8123493.41978310640390188.52.436364127501.51601521979318817406857.22.8384531112320.7P 143337.71980319341401942.83.4590392320.971162011981325851419669.14.08184479829.36102813.61982338507421715.65.114169166190.03P 82460.241983339425417030.36.06783

13、555938.468728.021984245194434695.771660961.991985358671456576.28.435285142520.32P 54126.941986361026439654.110.3008135048.3142681.511987365473438453.511.919530661.7736784.551988378488476344.713.61448127800.4:34988.091989394942492334.415.5928525328.431574.371990403194495939.218.595392168

14、2.4726670.01199141245851317322.09116 118670.73P 23229.791992420028502520.125.4012216535.7419783.311993420585523066.128.8834614561.4518109.541994426893520727.532.00385 113338.8P 16270.781995433723518406.934.9808512398.8714819.73（一）將消費（CS和收入（Y）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（Y1）,如上表。（二）單位根檢驗從理論上講，實際

15、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進行單位根木金驗。利用 Eviews對CS1 Y1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-Statistic ?Prob.*Augmented Dickey-Fulle

16、r test statistic-2.193757?0.4777Test critical values:1% level-4.2528795% level-3.54849010% level-3.207094d(csi)：在CS, 1st difference , intercept , 2Null Hypothesis: D(CS1) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic?Prob.*Augmented Dickey-Fuller test

17、statistic-3.193881?0.0291Test critical values:1% level-3.63940710% level5% level-2.951125-2.614300同理，求出y1和D(Y1)表1 中國居民實際持久收入與實際消費的單位根檢驗結(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ADF檢驗

18、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I(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.?C793.01022948.5090.2

19、689530.7896Y10.8274630.01899743.557750.0000R-squared0.982395 ?Mean dependent var108911.9Adjusted R-squared0.981877 ?S.D. dependent var70926.09S.E. of regression9548.117 ?Akaike info criterion21.22003Sum squared resid3.10E+09 ?Schwarz criterion21.30800Log likelihood-379.9605 ?Hannan-Quinn criter.21.2

20、5073F-statistic1897.277 ?Durbin-Watson stat1.325685Prob(F-statistic)0.000000CS1t = 793.0048 + 0.8275Y1t + u(0.2690)(43.5578)DW = 1.3257R2 = 0.9824R2 = 0.98192、利用Eviews又tu進行單位根檢驗，其結(jié)果如表 2所示。即對 resid 進行 AD瑞驗，首先在 generate series 中令 e=resid, ADR4項：level, incepert and trend運行結(jié)果：Null Hypothesis: E has a un

21、it rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic?Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.494121?0.0054Test critical values:1% level-4.2436445% level-3.54428410% level-3.204699表2u的單位根檢驗結(jié)果變晝事檢受理ad唯，臨之結(jié)論(c,t,n )(a=0.05)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:ECM t 1 =(CS1 -793.0048 - 0.8275 Y1t )(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 Y1、滯后一期的誤差修正項ECMt1為自 變量建立模型:CS1= 0+ 10.4420 Y1 + ECMt1 + vt運行結(jié)果：Dependent Variable: D(CS1)Method: Least SquaresDat