協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲。——英國(guó)2、任何法律的根本；不，不成文法本身就是講道理……法律，也----即明示道理。——愛(ài)·科克3、法律是最保險(xiǎn)的頭盔?！獝?ài)·科克4、一個(gè)國(guó)家如果綱紀(jì)不正，其國(guó)風(fēng)一定頹敗?！麅?nèi)加5、法律不能使人人平等，但是在法律面前人人是平等的。——波洛克協(xié)整分析與誤差修正模型協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲。——英國(guó)2、任何法律的根本；不，不成文法本身就是講道理……法律，也----即明示道理?！獝?ài)·科克3、法律是最保險(xiǎn)的頭盔。——愛(ài)·科克4、一個(gè)國(guó)家如果綱紀(jì)不正，其國(guó)風(fēng)一定頹敗?！麅?nèi)加5、法律不能使人人平等，但是在法律面前人人是平等的?！蹇说诹聟f(xié)整與誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整二、協(xié)整檢驗(yàn)三、誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲?！?guó)協(xié)整分1第六章協(xié)整與誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整二、協(xié)整檢驗(yàn)三、誤差修正模型第六章協(xié)整與誤差修正模型2、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整3問(wèn)題的提出·經(jīng)典回歸模型(classicalregressionmodel)是建立在穩(wěn)定數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的,對(duì)于非穩(wěn)定變量,不能使用經(jīng)典回歸模型,否則會(huì)出現(xiàn)虛假回歸等諸多問(wèn)題。由于許多經(jīng)濟(jì)變量是非穩(wěn)定的,這就給經(jīng)典的回歸分析方法帶來(lái)了很大限制?！さ?如果變量之間有著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,即它們之間是協(xié)整的(cointegration),則是可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型的。例如,中國(guó)居民人均消費(fèi)水平與人均GDP變量的例子中:因果關(guān)系回歸模型要比ARMA模型有更好的預(yù)測(cè)功能,其原因在于,從經(jīng)濟(jì)理論上說(shuō),人均GDP決定著居民人均消費(fèi)水平,而且它們之間有著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,即它們之間是協(xié)整的(cointegration)。問(wèn)題的提出41、長(zhǎng)期均衡經(jīng)濟(jì)理論指出,某些經(jīng)濟(jì)變量間確實(shí)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制,如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn),則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。假設(shè)X與Y間的長(zhǎng)期“均衡關(guān)系”由式描述Y=ao+aX+u式中:μut是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。該均衡關(guān)系意味著:給定X的一個(gè)值,Y相應(yīng)的均衡值也隨之確定為∞0+a1X。1、長(zhǎng)期均衡5在t-1期末,存在下述三種情形之一(1)Y等于它的均衡值:Y1=a0+a1X(2)Y小于它的均衡值:Y1<a0+1X(3)Y大于它的均衡值:Y1>a0+ax1X1;在時(shí)期t,假設(shè)X有一個(gè)變化量△X,如果變量X與Y在時(shí)期t與t-1末期仍滿(mǎn)足它們間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則Y的相應(yīng)變化量由式給出△Y,=ax1△X,+式中,v1=11°在t-1期末,存在下述三種情形之一6實(shí)際情況往往并非如此如果t-1期末,發(fā)生了上述第二種情況,即Y的值小于其均衡值,則Y的變化往往會(huì)比第一種情形下Y的變化△Y1大一些反之,如果Y的值大于其均衡值,則Y的變化往往會(huì)小于第一種情形下的△Y可見(jiàn),如果Y=aa1X正確地提示了X與Y間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的“均衡關(guān)系”,則意味著Y對(duì)其均衡點(diǎn)的偏離從本質(zhì)上說(shuō)是“臨時(shí)性”的。因此,一個(gè)重要的假設(shè)就是:隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ必須是平穩(wěn)序列顯然,如果μ有隨機(jī)性趨勢(shì)(上升或下降),則會(huì)導(dǎo)致Y對(duì)其均衡點(diǎn)的任何偏離都會(huì)被長(zhǎng)期累積下來(lái)而不能被消除。實(shí)際情況往往并非如此7式Y(jié):=∞0+α1Xμ:中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也被稱(chēng)為非均衡誤差(disequilibriumerror),它是變量X與Y的一個(gè)線(xiàn)性組合:10-a1X因此,如果Y=∞0+a1x1+μ式所示的X與Y間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系正確的話(huà),(*)式表述的非均衡誤差應(yīng)是一平穩(wěn)時(shí)間序列,并且具有零期望值,即是具有0均值的I(0)序列。從這里已看到,非穩(wěn)定的時(shí)間序列,它們的線(xiàn)性組合也可能成為平穩(wěn)的。例如:假設(shè)Y=00+1X1+1式中的X與Y是I(1)序列,如果該式所表述的它們間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系成立的話(huà),則意味著由非均衡誤差(*)式給出的線(xiàn)性組合是(O)序列。這時(shí)我們稱(chēng)變量X與Y是協(xié)整的(cointegrated)。式Y(jié):=∞0+α1Xμ:中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也被稱(chēng)為非均衡誤差82.協(xié)整如果序列X1,x2t…,X+都是階單整,存在向量a-(x1,a2,…,a),使得Z=aX-I(d-b)其中,b>0,X=(X1t,xX2t…,X)",則認(rèn)為序列{x1t,x2t,…,Xt是(db階協(xié)整,記為XCI(d,b),a為協(xié)整向量(cointegratedvector)。在中國(guó)居民人均消費(fèi)與人均GDP的例中,該兩序列都是2階單整序列,而且可以證明它們有一個(gè)線(xiàn)性組合構(gòu)成的新序列為0階單整序列,于是認(rèn)為該兩序列是(2,2)階協(xié)整。由此可見(jiàn):如果兩個(gè)變量都是單整變量,只有當(dāng)它們的單整階數(shù)相同時(shí),才可能協(xié)整;如果它們的單整階數(shù)不相同,就不可能協(xié)整。2.協(xié)整9三個(gè)以上的變量,如果具有不同的單整階數(shù),有可能經(jīng)過(guò)線(xiàn)性組合構(gòu)成低階單整變量。例如,如果存在W-(1),V~(2),U7~1(2)并且P=av+bU-l(1)Q=cw+ePI(o)那么認(rèn)為Vr,U2~C(2,1W,P~C(1,1)三個(gè)以上的變量,如果具有不同的單整階數(shù),有可10從協(xié)整的定義可以看出(d,d)階協(xié)整是一類(lèi)非常重要的協(xié)整關(guān)系,它的經(jīng)濟(jì)意義在于:兩個(gè)變量,雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律,但是如果它們是(d,d)階協(xié)整的,則它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系例如:前面提到的中國(guó)CPC和GDPPC,它們各自都是2階單整,并且將會(huì)看到,它們是(2,2)階協(xié)整,說(shuō)明它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系,從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的意義上講,建立如下居民人均消費(fèi)函數(shù)模型CPC=do+aGDPPC+u變量選擇是合理的,隨機(jī)誤差項(xiàng)一定是“白噪聲”(即均值為0,方差不變的穩(wěn)定隨機(jī)序列),模型參數(shù)有合理的經(jīng)濟(jì)解釋這也解釋了盡管這兩時(shí)間序列是非穩(wěn)定的,但卻可以用經(jīng)典的回歸分析方法建立回歸模型的原因。從協(xié)整的定義可以看出11協(xié)整分析與誤差修正模型課件12協(xié)整分析與誤差修正模型課件13協(xié)整分析與誤差修正模型課件14協(xié)整分析與誤差修正模型課件15協(xié)整分析與誤差修正模型課件16協(xié)整分析與誤差修正模型課件17協(xié)整分析與誤差修正模型課件18協(xié)整分析與誤差修正模型課件19協(xié)整分析與誤差修正模型課件20協(xié)整分析與誤差修正模型課件21協(xié)整分析與誤差修正模型課件22協(xié)整分析與誤差修正模型課件23協(xié)整分析與誤差修正模型課件24協(xié)整分析與誤差修正模型課件25協(xié)整分析與誤差修正模型課件26協(xié)整分析與誤差修正模型課件27協(xié)整分析與誤差修正模型課件28協(xié)整分析與誤差修正模型課件29協(xié)整分析與誤差修正模型課件30協(xié)整分析與誤差修正模型課件31協(xié)整分析與誤差修正模型課件32協(xié)整分析與誤差修正模型課件33協(xié)整分析與誤差修正模型課件34協(xié)整分析與誤差修正模型課件35協(xié)整分析與誤差修正模型課件36協(xié)整分析與誤差修正模型課件37協(xié)整分析與誤差修正模型課件38協(xié)整分析與誤差修正模型課件39協(xié)整分析與誤差修正模型課件40協(xié)整分析與誤差修正模型課件41協(xié)整分析與誤差修正模型課件42協(xié)整分析與誤差修正模型課件43協(xié)整分析與誤差修正模型課件44協(xié)整分析與誤差修正模型課件45謝謝46、我們?nèi)粢呀邮茏顗牡?，就再?zèng)]有什么損失。——卡耐基

47、書(shū)到用時(shí)方恨少、事非經(jīng)過(guò)不知難?！懹?/p>

48、書(shū)籍把我們引入最美好的社會(huì)，使我們認(rèn)識(shí)各個(gè)時(shí)代的偉大智者?！访罓査?/p>

49、熟讀唐詩(shī)三百首，不會(huì)作詩(shī)也會(huì)吟?！獙O洙

50、誰(shuí)和我一樣用功，誰(shuí)就會(huì)和我一樣成功。——莫扎特謝謝46、我們?nèi)粢呀邮茏顗牡模驮贈(zèng)]有什么損失。——卡耐基46協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲。——英國(guó)2、任何法律的根本；不，不成文法本身就是講道理……法律，也----即明示道理。——愛(ài)·科克3、法律是最保險(xiǎn)的頭盔。——愛(ài)·科克4、一個(gè)國(guó)家如果綱紀(jì)不正，其國(guó)風(fēng)一定頹敗?！麅?nèi)加5、法律不能使人人平等，但是在法律面前人人是平等的?！蹇藚f(xié)整分析與誤差修正模型協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲?！?guó)2、任何法律的根本；不，不成文法本身就是講道理……法律，也----即明示道理。——愛(ài)·科克3、法律是最保險(xiǎn)的頭盔。——愛(ài)·科克4、一個(gè)國(guó)家如果綱紀(jì)不正，其國(guó)風(fēng)一定頹敗?！麅?nèi)加5、法律不能使人人平等，但是在法律面前人人是平等的?！蹇说诹聟f(xié)整與誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整二、協(xié)整檢驗(yàn)三、誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整協(xié)整分析與誤差修正模型1、戰(zhàn)鼓一響，法律無(wú)聲?！?guó)協(xié)整分47第六章協(xié)整與誤差修正模型、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整二、協(xié)整檢驗(yàn)三、誤差修正模型第六章協(xié)整與誤差修正模型48、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整、長(zhǎng)期均衡關(guān)系與協(xié)整49問(wèn)題的提出·經(jīng)典回歸模型(classicalregressionmodel)是建立在穩(wěn)定數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的,對(duì)于非穩(wěn)定變量,不能使用經(jīng)典回歸模型,否則會(huì)出現(xiàn)虛假回歸等諸多問(wèn)題。由于許多經(jīng)濟(jì)變量是非穩(wěn)定的,這就給經(jīng)典的回歸分析方法帶來(lái)了很大限制?！さ?如果變量之間有著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,即它們之間是協(xié)整的(cointegration),則是可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型的。例如,中國(guó)居民人均消費(fèi)水平與人均GDP變量的例子中:因果關(guān)系回歸模型要比ARMA模型有更好的預(yù)測(cè)功能,其原因在于,從經(jīng)濟(jì)理論上說(shuō),人均GDP決定著居民人均消費(fèi)水平,而且它們之間有著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,即它們之間是協(xié)整的(cointegration)。問(wèn)題的提出501、長(zhǎng)期均衡經(jīng)濟(jì)理論指出,某些經(jīng)濟(jì)變量間確實(shí)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制,如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn),則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。假設(shè)X與Y間的長(zhǎng)期“均衡關(guān)系”由式描述Y=ao+aX+u式中:μut是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。該均衡關(guān)系意味著:給定X的一個(gè)值,Y相應(yīng)的均衡值也隨之確定為∞0+a1X。1、長(zhǎng)期均衡51在t-1期末,存在下述三種情形之一(1)Y等于它的均衡值:Y1=a0+a1X(2)Y小于它的均衡值:Y1<a0+1X(3)Y大于它的均衡值:Y1>a0+ax1X1;在時(shí)期t,假設(shè)X有一個(gè)變化量△X,如果變量X與Y在時(shí)期t與t-1末期仍滿(mǎn)足它們間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則Y的相應(yīng)變化量由式給出△Y,=ax1△X,+式中,v1=11°在t-1期末,存在下述三種情形之一52實(shí)際情況往往并非如此如果t-1期末,發(fā)生了上述第二種情況,即Y的值小于其均衡值,則Y的變化往往會(huì)比第一種情形下Y的變化△Y1大一些反之,如果Y的值大于其均衡值,則Y的變化往往會(huì)小于第一種情形下的△Y可見(jiàn),如果Y=aa1X正確地提示了X與Y間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的“均衡關(guān)系”,則意味著Y對(duì)其均衡點(diǎn)的偏離從本質(zhì)上說(shuō)是“臨時(shí)性”的。因此,一個(gè)重要的假設(shè)就是:隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ必須是平穩(wěn)序列顯然,如果μ有隨機(jī)性趨勢(shì)(上升或下降),則會(huì)導(dǎo)致Y對(duì)其均衡點(diǎn)的任何偏離都會(huì)被長(zhǎng)期累積下來(lái)而不能被消除。實(shí)際情況往往并非如此53式Y(jié):=∞0+α1Xμ:中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也被稱(chēng)為非均衡誤差(disequilibriumerror),它是變量X與Y的一個(gè)線(xiàn)性組合:10-a1X因此,如果Y=∞0+a1x1+μ式所示的X與Y間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系正確的話(huà),(*)式表述的非均衡誤差應(yīng)是一平穩(wěn)時(shí)間序列,并且具有零期望值,即是具有0均值的I(0)序列。從這里已看到,非穩(wěn)定的時(shí)間序列,它們的線(xiàn)性組合也可能成為平穩(wěn)的。例如:假設(shè)Y=00+1X1+1式中的X與Y是I(1)序列,如果該式所表述的它們間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系成立的話(huà),則意味著由非均衡誤差(*)式給出的線(xiàn)性組合是(O)序列。這時(shí)我們稱(chēng)變量X與Y是協(xié)整的(cointegrated)。式Y(jié):=∞0+α1Xμ:中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)也被稱(chēng)為非均衡誤差542.協(xié)整如果序列X1,x2t…,X+都是階單整,存在向量a-(x1,a2,…,a),使得Z=aX-I(d-b)其中,b>0,X=(X1t,xX2t…,X)",則認(rèn)為序列{x1t,x2t,…,Xt是(db階協(xié)整,記為XCI(d,b),a為協(xié)整向量(cointegratedvector)。在中國(guó)居民人均消費(fèi)與人均GDP的例中,該兩序列都是2階單整序列,而且可以證明它們有一個(gè)線(xiàn)性組合構(gòu)成的新序列為0階單整序列,于是認(rèn)為該兩序列是(2,2)階協(xié)整。由此可見(jiàn):如果兩個(gè)變量都是單整變量,只有當(dāng)它們的單整階數(shù)相同時(shí),才可能協(xié)整;如果它們的單整階數(shù)不相同,就不可能協(xié)整。2.協(xié)整55三個(gè)以上的變量,如果具有不同的單整階數(shù),有可能經(jīng)過(guò)線(xiàn)性組合構(gòu)成低階單整變量。例如,如果存在W-(1),V~(2),U7~1(2)并且P=av+bU-l(1)Q=cw+ePI(o)那么認(rèn)為Vr,U2~C(2,1W,P~C(1,1)三個(gè)以上的變量,如果具有不同的單整階數(shù),有可56從協(xié)整的定義可以看出(d,d)階協(xié)整是一類(lèi)非常重要的協(xié)整關(guān)系,它的經(jīng)濟(jì)意義在于:兩個(gè)變量,雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律,但是如果它們是(d,d)階協(xié)整的,則它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系例如:前面提到的中國(guó)CPC和GDPPC,它們各自都是2階單整,并且將會(huì)看到,它們是(2,2)階協(xié)整,說(shuō)明它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系,從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的意義上講,建立如下居民人均消費(fèi)函數(shù)模型CPC=do+aGDPPC+u變量選擇是合理的,隨機(jī)誤差項(xiàng)一定是“白噪聲”(即均值為0,方差不變的穩(wěn)定隨機(jī)序列),模型參數(shù)有合理的經(jīng)濟(jì)解釋這也解釋了盡管這兩時(shí)間序列是非穩(wěn)定的,但卻可以用經(jīng)典的回歸分析方法建立回歸模型的原因。從協(xié)整的定義可以看出57協(xié)整分析與誤差修正模型課件58協(xié)整分析與誤差修正模型課件59協(xié)整分析與誤差修正模型課件60協(xié)整分析與誤差修正模型課件61協(xié)整分析與誤差修正模型課件62協(xié)整分析與誤差修正模型課件63協(xié)整分