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简述题,非平稳经济变量间存在的长期稳定的均衡关系称作协整关系例如居民人均消费水平与人均1两个变量，从经济理论上说，人均决定着居民人均消费水平，它们之间有着长期的GDP GDP稳定关系，即它们之间是协整的均值£工=从，是与时间无关的常数；
2.1t方差匕=/是与时间无关的常数；2Var t协方差匕，及+=哪是只与时期间隔有关，与时间无关的常数3Cov kt.当用相互独立的非平稳变量建立回归模型时，常得到一个统计检验显著，而值很低的回3DW归模型，即检验显著,很高，而值很低的回归模型因为这种模型不具有任何解释能t R2DW力，故将其称为伪回归、、、协整检验
4.EG AEGCRDW Johansen.随机游走序列的一阶差分序列△匕=匕-匕.是平稳序列在这种情况下，我们说原非平稳51序列匕是“一阶单整的“，表示为若非平稳序列必须取二阶差分才变为匕-△匕11A%=A一平稳序列，则原序列是“二阶单整的，表示为一般地，若一个非平稳序列必须取1”12d阶差分才变为平稳序列，则原序列是阶单整的表示为“d1d.建立误差修正模型一般采用两步法，分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济6E-G模型第一步，建立长期关系模型即通过水平变量和法估计出时间序列变量间的关系估计协OLS整向量长期均衡关系参数若估计结果形成平稳的残差序列时，那么这些变量间就存在相互协整的关系第二步，建立短期动态关系，即误差修正方程也就是说，若协整关系存在，则以第一步求到的残差作为非均衡误差项加入到误差修正模型中，并用法估计相应参数OLS协整检验是基于回归系数的检验,而协整检验则是基于回归残差的检验
7.lJohansen EG协整检验不必划分内外生变量，而协整检验则必须进行这种划分2Johansen EG协整检验可能给出全部协整关系，而则不能；3Johansen EG协整检验的功效更稳定4Johansen，故协整检验优于检验当时最好用协整检验方法Johansen EGN2Johansen
二、单选题l.C
2.D
3.D
4.B
5.A
6.C
7.B
8.D
9.A
10.D
11.B
12.A
13.C
14.A
15.D
16.C
三、多选题l.ABCDE
2.ABCDE
3.ACDE
4.BCE
5.ABC
6.ABC
7.BE
8.AC
9.AB
10.ABC
11.ABCDE
12.BCE
13.ABCDE
14.ACD
15.ABCD判断题1-5FTTFT6-10TFTFF11-17FFTFFFT
五、填空题非平稳平稳的
1.两步法似然比检验法
2.EG Johansen长期关系模型第二步建立短期动态关系
3.
4.DHSY自身前期波动自变量波动序列间前期偏离均衡的程度
5.,伪回归6两步法直接估计法
7.EG不一样
8.
9.EG=3/qVar$值统计量
10.R2t.计量经济11法
12.OLS.非平稳的
13.小
14.线性组合
15.协整检验16
六、计算题生成序列，并作图:
1.1InY13LNY生成序列,InXLNX直观地考察和两个时间序列都有明显时间趋势，其均值都在变化，很可能是非平InY InX稳的平稳性检验2从图形中可看出，序列有截距项和趋势项，故在中选取截距项和趋势项,同时InY EViews最大滞后长度取进行单位根检验，检验结果如下9Null Hypothesis:LNYhas a unit rootExogenous:Constant,Linear TrendLagLength:3Automatic-based onSIC,maxlag=9一t-Statistic Prob.Auamented Dickev-Fuller teststatistic-
1.
3017130.8715Test criticalvalues:1%level-
4.2349725%level-
3.54032810%level-
3.202445*MacKinnon1996one-sided p-values.统计量大于所有显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设,该序t-
1.301713,MacKinnon列是不平稳的从图形中可看出，序列有截距项和趋势项，故在中选取截距项和趋势项,同时In XEViews最大滞后长度取进行单位根检验，检验结果如下9Null Hypothesis:LNX hasa unit rootExogenous:Constant,Linear TrendLagLength:1Automatic-based onSIC,maxlag=9t-Statistic Prob.*Auamented Dickev-Fuller teststatistic-
2.
5327270.3116Test criticalvalues:1%level-
4.2191265%level-
3.533083一MacKinnon1996one-sided p-values.10%level-
3.198312统计量大于所有显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设，该序列是t2532727,MacKinnon不平稳的判断取和两个时间序列的一阶差分是否是平稳的2InY InX一次差分后的财政收入序列丫有截距项，无趋势项，故在中选取截距项，同In Eviews时最大滞后长度取进行单位根检验，检验结果如下9Null Hypothesis:DLNY hasa unitrootExogenous:ConstantLag Length:0Automatic-based onSIC,maxlag=9t-Statistic Prob.*Aucimented Dickev-Fuller teststatistic
30471240.0395Test criticalvalues:1%level-
3.6155885%level-
2.94114510%level-
2.609066*MacKinnon1996one-sided p-values.统计量小于和显著性水平下的临界值，但大于显著性水t-
3.047124,5%10%MacKinnon1%平下的临界值，故在和显著性水平下可认为该一次差分序列是平稳的MacKinnon5%10%对的检验2一次差分后的税收序列有截距项，无趋势项，故在中选取截距项，同时最大滞InX Eviews后长度取进行单位根检验，检验结果如下9Null Hypothesis:DLNX hasa unitroot Exogenous:ConstantLag Length:0Automatic-based onSIC,maxlag=9t-Statistic Prob.*Auamented Dickev-Fuller teststatistic-
5.
6292720.0000Test criticalvalues:1%level-
3.6155885%level-
2.94114510%level-
2.609066*MacKinnon1996one-sided p-values.统计量小于所有显著性水平下的临界值，故拒绝原假设，一次差分后的t-
5.629272,MacKinnon序列是平稳的所以，和是同阶单整的InY InX对和作图:
2.1InY InX从图形中可看出，序列有截距项和趋势项，故在中选取截距项和趋势项,同时InY Eviews最大滞后长度取进行单位根检验，检验结果如下6Null Hypothesis:LNYhas a unitrootExogenous:Constant,Linear TrendLagLength:0Automatic-based onSIC,maxlag=6二t-Statistic Prob.・・Auamented DickevFuller teststatistic-1,32503408586Test criticalvalues:1%level-
4.3560685%level-
3.59502610%level-
3.233456*MacKinnon1996one-sided p-values.统计量大于所有显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设,该序列t-L325034,MacKinnon是不平稳的从图形中可看出，序列有截距项和趋势项，故在中选取截距项和趋势项,同时InX Eviews最大滞后长度取进行单位根检验，检验结果如下，6Null Hypothesis:LNX hasa unitrootExogenous:Constant,Linear TrendLagLength:0Automatic-based onSIC,maxlag=6t-Statistic Prob.*・Aucmented DickevFuller teststatistic
3814700.8425Test criticalvalues:1%level-
4.3560685%level-
3.59502610%level-
3.233456统计量大于所有显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设,该序列t-L381470,MacKinnon是不平稳的第一步，检验匕、是否同阶单整2111In X,一次差分后的序列无截距项，无趋势项，故在中取最大滞后长度取进行单位InX,Eviews6根检验，检验结果如下，Null Hypothesis:DLNX hasaunitrootExogenous:NoneLag Length:0Automatic-based onSIC,maxlag=6t-Statistic Prob.*Auamented Dickev-Fuller teststatistic-
2.
6667490.0099Test criticalvalues:1%level-
2.6607205%level-
1.95502010%level-
1.609070Null Hypothesis:DLNY hasaunitrootExogenous:ConstantLag Length:0Automatic-based onSIC,maxlag=6t-Statistic Prob.*Aucimented Dickev-Fuller teststatistic-
4.
1582570.0036二MacKinnon1996one-sided p-values.统计量小于所有显著性水平下的临界值，故拒绝原假设，一次差分t-
2.666749,MacKinnon后的序列是平稳的，所以InX,Zl o一次差分后的序列有截距项，无趋势项，故在中选取截距项，同时最大滞后长InY,Eviews度取进行单位根检验，检验结果如下6Test criticalvalues:1%level-
3.7240705%level-
2.98622510%level-
2.632604统计量小于所有显著性水平下的临界值，故拒绝原假设，一次差分t-
4.158257,MacKinnon后的序列是平稳的，所以InY,71o故工、是同阶单整的In InX,第二步，检验的平稳性对图中对应的值进行判断，值为6Engle-Granger tau-statistic Pp小于拒绝原假设，表明存在协整关系此时可以进行误差修正模型分析
0.00021%,Cointegration Test-Engle-GrangerDate:11/01/20Time:20:10Equation:UNTITLEDSpecification:LNYLNXCCointegrating equationdeterministics:CNull hypothesis:Series arenot cointegratedAutomaticlag specificationlag=3based onSchwarz InfoCriterion,maxlag=5Value Prob.*Engle-Granger tau-statistic-
6.
1422710.0002Engle-Granger z-statistic
33.
388240.9999*MacKinnon1996p-values.工、间存在协整关系，两者间存在着长期均衡关系故误差修正模型为,In In%△=+您与，回归的估计结果如下InY lnX/+/q_i+Dependent Variable:DLNYMethod:Least SquaresDate:11/01/20Time:20:08Sample adjusted:19932018Included observations:26after adjustmentsVariableCoefficient Std.Error t-Statistic Prob.DLNX
0.
8061250.
0917638.
7848320.0000E-1-
0.
6184920.167831-
3.
6852150.0012C
0.
0306340.
0177471.
7261170.0977R-squared
0.847993Mean dependent var
0.136851Adjusted R-squared
0.834775S.D.dependentvar
0.160598S.E.of regression
0.065280Akaike infocriterion-
2.512100Sum squaredresid
0.098013Schwarz criterion-
2.366935Log likelihood
35.65730Hannan-Quinn criter.-
2.470298F-statistic
64.15431Durbin-Watson stat
1.637638ProbF-statistic
0.000000所以匕、间存在协整关系，表明两者间存在着长期均衡关系In InX,A回归方程AlnK=
0.030634+
0.806125AIn X-
0.618492^.I T1—
10.
0177470.
0917630.167831二-
3.685215t
1.
7261178.784832R2=
0.847993DW=
1.637638经济意义中国货物出口总额的变化率不仅取决于进口总额的变化率，而且还取决于上一期货物出口总额对均衡水平的偏离，误差项估计的系数一体现了对偏离的修正，上e-
0.618492一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。
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