第八章协整理论4(中山大学).ppt

首先，建立lnC与lnGDP的回归模型 （2）检验lnC与lnGDP的协整性，并建立长期均衡关系 （0.30） (57.48) R2=0.994 DW=0.744 发现有残关项有较强的一阶自相关性。考虑加入适当的滞后项，得lnC与lnGDP的分布滞后模型 (1.63) (6.62） （4.92） （-2.17） R2=0.994 DW=1.92 LM(1)=0.00 LM(2)=2.31 自相关性消除，因此可初步认为是lnC与lnGDP的长期稳定关系。 (*) 残差项的稳定性检验： （-4.32） R2=0.994 DW=2.01 LM(1)=0.04 LM(2)=1.34 t=-4.32-3.64=ADF0.05 说明lnC与lnGDP是（1，1）阶协整的，（*）式即为它们长期稳定的均衡关系: (*) 以稳定的时间序列 （3）建立误差修正模型 做为误差修正项，可建立如下 误差修正模型: （6.96） (2.96) (-1.91) (-3.15) R2=0.994 DW=2.06 LM(1)=0.70 LM(2)=2.04 由(*)式 可得lnC关于lnGDP的长期弹性： (0.698-0.361)/(1-0.622)=0.892； 由（**）式可得lnC关于lnGDP的短期弹性：0.686 (**) 下面用打开误差修正项括号的方法直接估计误差修正模型，适当估计式为: （1.63）(6.62） (-2.99) (2.88) R2=0.791 =0.0064 DW=1.93 LM(2)=2.31 LM(3)=2.78 写成误差修正模型的形式如下 (***) 由（***）式知，lnC关于lnGDP的短期弹性为0.698，长期弹性为0.892。 可见两种方法的结果非常接近。 （4）预测 由(*)式 给出1998年关于长期均衡点的偏差： =ln(18230)-0.152-0.698ln(39008)-0.662ln(17072) +0.361ln(36684)= 0.0125 由（**）式 预测1999年的短期波动： ?lnC99=0.686(ln(41400)-ln(39008))+0.784(ln(18230)-ln(17072)) -0.484(ln(39008)-ln(36684))-1.163×0.0125= 0.048 于是 按照（*** ）式 预测的结果为: ?lnC99=0.698（ln(41400)-ln(39008))-0.378(ln(18230)-0.405 -0.892ln(39008))=0.051 以当年价计的1999年实际居民消费支出为39334亿元，用居民消费价格指数（1990=100）紧缩后约为19697亿元，因此：两个预测结果的相对误差分别为2.9%与2.6%。 于是 * * 然而，如果Z与W，X与Y间分别存在长期均衡关系： 则非均衡误差项v1t、v2t一定是稳定序列I(0)。于是它们的任意线性组合也是稳定的。例如 (***) 由于vt象（**）式中的?t一样，也是Z、X、Y、W四个变量的线性组合，由此（***）式也成为该四变量的另一稳定线性组合。 （1,-?1,-?2,-?3）是对应于（**）式的协整向量，（1,?1,1,-?1）是对应于（***）式的协整向量。 一定是I(0)序列。 对于多变量的协整检验过程，基本与双变量情形相同，即需检验变量是否具有同阶单整性，以及是否存在稳定的线性组合。 在检验是否存在稳定的线性组合时，需通过设置一个变量为被解释变量，其他变量为解释变量，进行OLS估计并检验残差序列是否平稳。