第章時(shí)間序列分析習(xí)題

1、第 8 章時(shí)間序列分析1平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有、 和 。2單位根檢驗(yàn)的方法有：和 。3當(dāng)隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)時(shí)，用進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；當(dāng)隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)時(shí)，用進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。4. EG僉驗(yàn)拒絕零假設(shè)說(shuō)明5. DF檢驗(yàn)的零假設(shè)是說(shuō)被檢驗(yàn)時(shí)間序列 o6協(xié)整性檢驗(yàn)的方法有和 。7在用一個(gè)時(shí)間序列對(duì)另一個(gè)時(shí)間序列做回歸時(shí)，雖然兩者之間并無(wú)任何有意義的關(guān)系，但經(jīng)常會(huì)得到一個(gè)很高的R2 的值，這種情況說(shuō)明存在問(wèn)題。8結(jié)構(gòu)法建模主要是以來(lái)確定計(jì)量經(jīng)濟(jì)_模型的理論關(guān)系形式。9數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)建模以作為建模的主要準(zhǔn)則。10 建 立 誤 差 校 正 模 型 的 步 驟 為 一 般 采 用 兩 步 ： 第 一 步 ，；第二步

2、， 。二、單項(xiàng)選擇題：1. 某一時(shí)間序列經(jīng)一次差分變換成平穩(wěn)時(shí)間序列，此時(shí)間序列稱(chēng)為（）A 1 階單整B 2 階單整C. K階單整D.以上答案均不正確2. 如果兩個(gè)變量都是一階單整的，則（）。A.這兩個(gè)變量一定存在協(xié)整關(guān)系B.這兩個(gè)變量一定不存在協(xié)整關(guān)系C.相應(yīng)的誤差修正模型一定成立D.還需對(duì)誤差項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)A DF檢驗(yàn)B. ADF檢驗(yàn)C. EG驗(yàn)D. DW僉驗(yàn)4.有關(guān)EG檢驗(yàn)的說(shuō)法正確的是（）oA.拒絕零假設(shè)說(shuō)明被檢驗(yàn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系B.接受零假設(shè)說(shuō)明被檢驗(yàn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系C.拒絕零假設(shè)說(shuō)明被檢驗(yàn)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系D.接受零假設(shè)說(shuō)明被檢驗(yàn)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系三、多項(xiàng)選擇題：1.

3、平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有（）。A. 散點(diǎn)圖B.自相關(guān)函數(shù)檢驗(yàn)C.單位根檢驗(yàn)D.ADF僉驗(yàn)2當(dāng)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的時(shí)候（）。A.均值函數(shù)不再是常數(shù)B.方差函數(shù)不再是常數(shù)C.自協(xié)方差函數(shù)不再是常數(shù)D.時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律隨時(shí)間的位移而發(fā)生變化 3隨機(jī)游走序列是（）序列。A.平穩(wěn)序列B.非平穩(wěn)序列C.統(tǒng)計(jì)規(guī)律不隨時(shí)間的位移而發(fā)生變化的序列D.統(tǒng)計(jì)規(guī)律隨時(shí)間的位移而發(fā)生變化的序列4下面可以做協(xié)整性檢驗(yàn)的有（）。A DF檢驗(yàn)B. ADF檢驗(yàn)C. EG$驗(yàn)D. DW驗(yàn)5.有關(guān)DF檢驗(yàn)的說(shuō)法正確的是（）。A DF 檢驗(yàn)的零假設(shè)是“被檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)”BDF 檢驗(yàn)的零假設(shè)是“被檢驗(yàn)時(shí)間序列非平穩(wěn)”C. DF檢驗(yàn)是單側(cè)檢

4、驗(yàn)D. DF檢驗(yàn)是雙側(cè)檢驗(yàn)四、名詞解釋?zhuān)? .偽回歸2 .平穩(wěn)序列3 .協(xié)整4 .單整五、簡(jiǎn)答題1 .結(jié)構(gòu)法建模和數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)建模的區(qū)別。2 .引入隨機(jī)過(guò)程和隨機(jī)時(shí)間序列概念的意義。3 .簡(jiǎn)述DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)的適用條件。4 .簡(jiǎn)述DF檢驗(yàn)的步驟。5 .簡(jiǎn)述建立誤差校正模型的步驟。6 .簡(jiǎn)述建立誤差校正模型（ECM的基本思路。7 .相互協(xié)整隱含的意義。六、計(jì)算及推導(dǎo)1. ADFt對(duì)居民消費(fèi)總額時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)如下:年份居民消費(fèi)總額年份居民消費(fèi)總額19781759.1199110315.919792005.4199212459.819802317.1199315682.41981260

5、4.1199420809.819822867.9199526944.519833182.5199632152.319843674.5199734854.619854589199836921.119865175199939334.419875961.2200042895.619887633.1200145898.119898523.5200248534.519909113.22 .用1中數(shù)據(jù)，對(duì)居民消費(fèi)總額時(shí)間序列進(jìn)行單整性分析。3 .以Qt表示糧食產(chǎn)量，入表示播種面積，Ct表示化肥施用量，經(jīng)檢驗(yàn)， 它們?nèi)?duì)數(shù)后都是I變量且互相之間存在CI(1,1)關(guān)系。同時(shí)經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)并剔除不 顯著的變量(包括滯

6、后變量)，得到如下糧食生產(chǎn)模型：lnQt 0iln Qt i2 ln At3 ln Ct4 ln Ct 1t (1) 寫(xiě)出長(zhǎng)期均衡方程的理論形式； 寫(xiě)出誤差修正項(xiàng)ecm的理論形式； 寫(xiě)出誤差修正模型的理論形式； 指出誤差修正模型中每個(gè)待估參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。4 ,固定資產(chǎn)存量模型Kt 01Kti 21t 31t1 t中，經(jīng)檢驗(yàn)，Kt I(2)，It I(1),試寫(xiě)出由該ADL模型導(dǎo)出的誤差修正模型的表達(dá)式。一、填空題：1 .散點(diǎn)圖，自相關(guān)函數(shù)檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)2 . DF檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)3 . DF檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)4 .被檢驗(yàn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系5 .非平穩(wěn)6 . EG§金,DWft驗(yàn)7

7、.偽回歸8某種經(jīng)濟(jì)理論或?qū)δ撤N經(jīng)濟(jì)行為的認(rèn)識(shí)9描述樣本數(shù)據(jù)的特征10建立長(zhǎng)期關(guān)系模型，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系即誤差校正方程二、單項(xiàng)選擇題：1 A2 D3 B4 A三、多項(xiàng)選擇題：1 ABCD2 ABCD3 BD4 CD5 BC四、名詞解釋?zhuān)?偽回歸：在用一個(gè)時(shí)間序列對(duì)另一個(gè)時(shí)間序列做回歸時(shí)，雖然兩者之間并無(wú)任何有意義的關(guān)系，但經(jīng)常會(huì)得到一個(gè)很高的R2 的值，這種情況說(shuō)明存在偽回歸問(wèn)題。2平穩(wěn)序列：如果時(shí)間序列Xt滿(mǎn)足下列條件：1)均值 E(X t )與時(shí)間 t 無(wú)關(guān)的常數(shù)；2)方差var(Xt)/ 與時(shí)間t無(wú)關(guān)的常數(shù)；3)協(xié)方差cov(XtXt k) k 只與時(shí)期間隔k 有關(guān)，與時(shí)間t 無(wú)關(guān)的常數(shù)。

8、則稱(chēng)該隨機(jī)時(shí)間序列是平穩(wěn)的。3協(xié)整：若兩個(gè)時(shí)間序列yt I (d) ， xt I (d) ，并且這兩個(gè)時(shí)間序列的線(xiàn)性組合a a2% I (d b) , d b 0,則yt和被稱(chēng)為是(d, b)階協(xié)整的。記為yt， xt CI (d,b)4單整：若一個(gè)非平穩(wěn)序列必須經(jīng)過(guò)d 次差分之后才能變換成一個(gè)平穩(wěn)序列，則稱(chēng)原序列是 d 階單整的，表示為I( d)。五、簡(jiǎn)答題1結(jié)構(gòu)法建模和數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)建模的區(qū)別。答：結(jié)構(gòu)法建模主要是以某種經(jīng)濟(jì)理論或?qū)δ撤N經(jīng)濟(jì)行為的認(rèn)識(shí)來(lái)確定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的理論關(guān)系形式，并借此形式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集、參數(shù)估計(jì)以及模型檢驗(yàn)的過(guò)程。數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)建模以描述樣本數(shù)據(jù)的特征作為建模的主要準(zhǔn)則，在 “讓數(shù)

9、據(jù)為自身說(shuō)話(huà)” 的信念之下分析序列本身的概率或隨機(jī)性質(zhì)。任何經(jīng)濟(jì)變量的觀(guān)察值被認(rèn)為是由隨機(jī)數(shù)據(jù)生成過(guò)程生成，在建模中，首先應(yīng)對(duì)這個(gè)生成過(guò)程作出假定，然后才能開(kāi)展模型的參數(shù)估計(jì)及推斷工作。2引入隨機(jī)過(guò)程和隨機(jī)時(shí)間序列概念的意義。答：有兩個(gè)方面：一是在計(jì)量經(jīng)濟(jì)建模過(guò)程中，但所選變量的觀(guān)察值為時(shí)間序列數(shù)據(jù)時(shí)， 我們可以假定，這些變量時(shí)序列數(shù)據(jù)是由某個(gè)隨機(jī)過(guò)程生成的。二是時(shí)間序列數(shù)據(jù)的若干統(tǒng)計(jì)特征，使得在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建模過(guò)程中有許多重要的研究成果問(wèn)世，其中不少成果已經(jīng)成熟，成為計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)新的組成部分。3 .簡(jiǎn)述DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)的適用條件。答：在檢驗(yàn)所設(shè)定的模型時(shí)，若隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)，則進(jìn)行

10、DF檢驗(yàn)；若隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)，則進(jìn)行 DF檢驗(yàn)4 .簡(jiǎn)述DF檢驗(yàn)的步驟。在檢驗(yàn)所設(shè)定的模型時(shí)，若隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)，則進(jìn)行單位根檢驗(yàn)用DF檢驗(yàn)法。DF檢驗(yàn)，按以下兩步進(jìn)行：第一步：對(duì) y yti ut進(jìn)行OLS回歸，得到常規(guī)的t統(tǒng)計(jì)值，第二步 : 檢驗(yàn)假設(shè)H0：0； H1：0用上一步得到的t 與檢驗(yàn)查表得到的臨界值比較。判別準(zhǔn)則是，若t 則接受原假設(shè)H。，即yt非平穩(wěn)，若t則拒絕原假設(shè)Ho , yt為平穩(wěn)序列。5簡(jiǎn)述建立誤差校正模型的步驟。答：一般采用兩步：第一步，建立長(zhǎng)期關(guān)系模型。即通過(guò)水平變量和OLS法估計(jì)出時(shí)間序列變量間的關(guān)系。若估計(jì)結(jié)果形成平穩(wěn)的殘差序列時(shí)，那么這些變量間就存在

11、相互協(xié)整的關(guān)系，長(zhǎng)期關(guān)系模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)由經(jīng)濟(jì)意義。第二步，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差校正方程。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中各變量以一階差分形式重新構(gòu)造，并將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入， 在一個(gè)從一般到特殊的檢驗(yàn)過(guò)程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項(xiàng)檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸被剔除，直到最恰當(dāng)?shù)谋硎痉椒ū徽业綖橹埂?.簡(jiǎn)述建立誤差校正模型（ECM的基本思路。答：若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持。7相互協(xié)整隱含的意義。答：即使所研究的水平變量各自都是一階差分后平穩(wěn)，受支配于長(zhǎng)期分量，但這些變量的某些線(xiàn)性組合

12、也可以是平穩(wěn)的，即所研究變量中的長(zhǎng)期分量相互抵消，產(chǎn)生了一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列。六、計(jì)算及推導(dǎo)1解：經(jīng)過(guò)償試，模型3 取了 3 階滯后：Xt 894.85 195.14T 0.06Xt 1 1.24 Xt 10.78 Xt 20.23 Xt 3( -1.37 ) (2.17) (-1.68)(5.17) (-2.33)( 0.94)DW值為2.03,可見(jiàn)殘差序列不存在自相關(guān)性，因此該模型的設(shè)定是正確的。從 Xt 1的參數(shù)值看，其t 統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值小于臨界值絕對(duì)值，不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。同時(shí)，由于時(shí)間 T的t統(tǒng)計(jì)量也小于A(yíng)DF分布表中的臨界值，因此不能拒絕不存在趨勢(shì)項(xiàng)的零假設(shè)。需進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

13、2 。經(jīng)試驗(yàn)，模型2 中滯后項(xiàng)取3 階：Xt 401.61 0.01Xt 1 1.43 Xt 1 0.95 Xt 2 0.30 Xt 3( 1. 38) (0.33)(5.84) (-2.62)( 1.14)DW值為2.01,模型殘差不存在自相關(guān)性，因此該模型的設(shè)定是正確的。從Xt 1的參數(shù)值看，其t 統(tǒng)計(jì)量為正值，大于臨界值，不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。同時(shí)，常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量也小于A(yíng)DF分布表中的臨界值，因此不能拒絕不存常數(shù)項(xiàng)的零假設(shè)。需進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。經(jīng)試驗(yàn)，模型1 中滯后項(xiàng)取3 階：Xt 0.01Xt 11.53 Xt 1 1.02 Xt 20.35 Xt 3( 0.63)(6.35)

14、(-2.77)(1.29)DW直為1.99,殘差不存在自相關(guān)性，因此模型的設(shè)定是正確的。從Xt1的參數(shù)值看，其t 統(tǒng)計(jì)量為正值，大于臨界值，不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。至此，可斷定居民消費(fèi)總額時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。2解：禾I用ADF檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)試算，發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)總額是2階單整的，適當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?Xt0.854 2Xt 1 0.471 3Xt 1( -3.87 )( 2.30)Correlogram-Q-Statistics 檢驗(yàn)證明隨機(jī)誤差項(xiàng)已不存在自相關(guān)。從2Xt 1的參數(shù)值看，其t 統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值3.87 大于臨界值的絕對(duì)值，所以拒絕零假設(shè)，認(rèn)為居民消費(fèi)總額的二階差分是平穩(wěn)的時(shí)間序列，即居民消費(fèi)總額是2 階單整的。3解 長(zhǎng)期均衡方程的理論形式為lnQt 01 ln At2 ln Ct t誤差修正項(xiàng)ecm的理論形式為：ecmtln Qt 01 ln At2 ln Ct 誤差修正模型的理論形式為ln Qt2 ln At3 ln Ctecmt 1 t 誤差