误差修正模型实例..docx

对于yt的(1,1阶自回归分布滞后模型:在模型两端同时减 yt-1,在模型右端••,得:^yt=a+几M+(00+01九+(02-1)人1+6t=0山兀+(爲-1)[汗1a+ 兀J+6(1-筠)(1-禺)=0oM+y(y—- +5其中, ^ , ': 1,]-"厂吋.](5-5)A片胡銚+WS+5(5-6)称模型(5-6)为“误差修正模型”,简称ECM、误差修正模型的含义如果yt〜1(1,xt〜1(1,则模型(5-6)左端叮7°),右端 ,所以只有当yt和xt协整、即yt和xt之间存在长期均衡关系时,式(5-5)中的ecm〜1(0,模型(5-6)两端的平稳性才会相同。当yt和xt协整时,设协整回归方程为:力二如+吋+—它反映了yt与xt的长期均衡关系,所以称式(5-5)m-1是前一期的“非均衡误差”,称误差修正模型( 5-6)是中的」是误差修正项, 修正系数,由于通常匚1,这样y小;m-1>0时(即出现正误差),误差修正项, <0,n-1<0时(即出现负误差),">0,两者的方向恰好相反,所以,误差修正是一个反向调整过程(负反馈机制)。误差修正模型有以下几个明确的含义::短期波动模型:'1 ,‘-■,Ii '三、误差修正模型的估计建立ECM的具体步骤为:.检验被解释变量y与解释变量x(可以是多个变量)之间的协整性;.如果y与x存在协整关系,估计协整回归方程,计算残差序列et:片二a+几禹+巧右=y厂丘■仇*-1作为一个解释变量,估计误差修正模型:砒邛阿卄拓+%说明:(1)第1步协整检验中,如果残差是确定趋势过程,可以在第2步的协整回归方程中加入趋势变量;(2)第2步可以估计动态自回归分布滞后模型:此时,长期参数为:协整回归方程和残差也相应取成:,■(3)第2步估计出ECM之后,可以检验模型的残差是否存在长期趋势和自相关性。如果存在长期趋势,则在 ECM中加入趋势变量。如果存在自相关性,则在 ECM的右端加入的滞后项来消除自相关性,误差修正项的滞后期一般也要作相应调整如取成以下形式:砒=PM+|+0观+0皿2〃曲2+n?M+vf由于模型中的各项都是平稳变量,所以可以用 t检验判断各项的显著性,逐个剔除其中不显著的变量,当然误差修正项要尽可能保留。【例5-3】建立例5-2中我国货币供应量与国民收入的误差修正模型。协整关系。在例5-2中已经得到我国货币供应量和国民收入的对数都是一阶单整变量,而且是协整的;所以,直接估计误差修正模型(设残差序列是 ):LSD(LXD(LXE(-1估计结果如图5-9所示,误差修正项的符号是负的,但是t检验不显著。对模型的残差序列进行自相关检验, DW检验和BG检验结果都说明存在一阶自相关;所以,点击方程窗口的Estimate按钮,在方程描述框中重新定义待估方程:D(LXD(LXE(-1D(LX(-1D(LY(-1根据输出结果,剔除其中不显著的 ,得到图5-10的估计结果。模型中误差修正项的符号是负的,而且各项的 t检验显著,所以,我国货币供应量的误差修正模型为:AInv=2-2922AInr-11855AIn,v,-06716e.,() (-) (-)R2===-9ECM的最初估计结果图5-10ECM的最终估计结果案例分析:我国金融发展与经济增长的协整分析表5-4中列出了1989〜2006年期间我国国内生产总值指数(1978=100)、货币供应量M2(亿元)、金融机构年末贷款余额(亿元)和商品零售价格指数(1978=100)的统计资料。现以货币供应量和贷款余额反映金融的发展情况,分析金融发展与经济增长的协整关系,以及相应的误差修正模型。表5-4我国1989~2006年统计资料贷款余商品J—I零产总值Y币M2售价格指数P1989**********..