回归分析中的伪回归及其处理

误差修正模型（Error Correction Model，简记 为ECM）是一种具有特定形式的模型，它的主要形 式是由Davidson、 Hendry、Srba和Yeo于1978年提出 的，称为DHSY模型。
•
通过一个具体的模型来介绍它的结构。 假设两变量X与Y的长期均衡关系为:
Yt=0+1Xt+t
• 怎么办???
• 检验是否存在长期稳定的均衡关系, • 误差修正
一、长期均衡关系
1. 问题的提出
• 经典回归模型（classical regression model）是建立在 稳定数据变量基础上的。
4
2
0
-2
-4 200 400 600 Z2 800 1000
• 对于非稳定变量，不能使用经典回归模型，否则会出 现虚假回归 (伪回归) 等诸多问题。
• 检验变量之间的协整关系，在建立计量经 济学模型中是非常重要的。 而且，从变量之间是否具有协整关系出发 选择模型的变量，其数据基础是牢固的，其统 计性质是优良的。
建立回归模型时,如 Ct 0 1GDP t t
只要变量选择是合理的(具有长期稳定的关系, 即协整关系)，随机误差项一定是“白噪声”（即均 值为0，方差不变的稳定随机序列），模型参数有合 理的经济解释。 这也解释了尽管这两时间序列是非稳定的，但却 可以用经典的回归分析方法建立回归模型的原因。
式中:t是随机扰动项。
该均衡关系意味着:给定X的一个值，Y相应 的均衡值也随之确定为0+1X。

在t-1期末，存在下述三种情形之一：
（1）Y等于它的均衡值：Yt-1= 0+1Xt -1；
（2）Y小于它的均衡值：Yt-1< 0+1Xt -1；
（3）Y大于它的均衡值：Yt-1> 0+1Xt -1；
上面回归方程不能直接运用OLS法。对上述分 布滞后模型适当变形得：
Yt 0 1 X t ( 1 2 ) X t 1 (1 )Yt 1 t
0 1 2 1 X t (1 ) Yt 1 1 1 X t 1 t
表 9.3.1 样本容量 25 50 100 ∝ 双变量协整 ADF 检验临界值 显 著 性 水 平 0.01 -4.37 -4.12 -4.01 -3.90 0.05 -3.59 -3.46 -3.39 -3.33 0.10 -3.22 -3.13 -3.09 -3.05
• 例 检验中国居民人均消费水平CPC与人均国内生
• 1、根据解释变量的预测值测算被解释变量的
未来值，扩大了最后的预测误差
GDP f (固定资产投资 , 劳动生产率 , 社会商品零售额 )
• 要预测某期的GDP，需要知道解释变量的同期数值, 而实际上， 在预测GDP之前，上述解释变量的同期数值也是未知的，因此， 需要首先通过其他方法对解释变量的数值进行预测，然后，再 利用回归模型预测GDP。这种根据解释变量的预测值回归测算被 解释变量未来值的方法无形之中扩大了最后的预测误差。
式Yt=0+1Xt+t中的随机扰动项也被称为非 均衡误差（disequilibrium error），它是变量X与Y 的一个线性组合：
t;1Xt+t式所示的X与Y 间的长期均衡关系正确的话，（*）式表述的非 均衡误差应是一平稳时间序列，并且具有零期 望值，即是具有0均值的I(0)序列。
产总值GDPPC的协整关系。
已知C与GDP都是I(2)序列，它们的回归式：
Ct 49.764106 0.45831 GDP t
R2=0.9981
通过对该式计算的残差序列作ADF检验， 得适当检验模型
ˆt 1.55e ˆt 1 1.49e ˆt 1 2.27e ˆt 3 e
3.协整 从这里已看到，非稳定的时间序列，它 们的线性组合也可能成为平稳的。 假设Yt=0+1Xt+t式中的X与Y是I(1)序 列，如果该式所表述的它们间的长期均衡关 系成立的话，则意味着由非均衡误差（*）式 给出的线性组合是I(0)序列。这时我们称变量 X与Y是协整的（cointegrated）。
可见，如果Yt=0+1Xt+t正确地提示了X与 Y间的长期稳定的“均衡关系”，则意味着Y对 其均衡点的偏离从本质上说是“临时性”的。 因此，一个重要的假设就是:随机扰动项t 必须是平稳序列。 显然，如果t有随机性趋势（上升或下降）， 则会导致Y对其均衡点的任何偏离都会被长期累 积下来而不能被消除。
在时期 t ，假设 X 有一个变化量 Xt ，如果 变量X与Y在时期t与t-1末期仍满足它们间的长 期均衡关系，则Y的相应变化量由式给出:
Yt 1X t vt 式中，vt=t-t-1。
• 实际情况往往并非如此
如果t-1期末，发生了上述第二种情况，即Y 的值小于其均衡值，则 Y 的变化往往会比第一 种情形下Y的变化Yt大一些； 反之，如果 Y的值大于其均衡值，则 Y 的变 化往往会小于第一种情形下的Yt 。
而OLS法采用了残差最小平方和原理，因 此估计量是向下偏倚的，这样将导致拒绝零假 设的机会比实际情形大。
于是对et平稳性检验的DF与ADF临界值应该 比正常的DF与ADF临界值还要小。
• MacKinnon(1991)通过模拟试验给出了协整检验 的临界值，下表是双变量情形下不同样本容量的 临界值。
×
印度的人口增长比较快,中国的GDP增长也比较快,这两 个序列有着共同的趋势,能否把这两个序列建立一个模型。
回归分析应用预测中经常出现的问题
• 2、利用非平稳时间序列直接建模容易产生
“伪回归”问题
？个人收入水平
物价指数 个人收入水平
物价指数
较为普遍的现象!!
• 很多经济时间序列都是非平稳的（从直观上看， 随着经济的发展，多数经济时间序列呈明显的上 升趋势），而直接采用非平稳时间序列建立回归 模型，很容易产生“伪回归”问题。
二、协整检验
为了检验两变量 Yt,Xt 是否为协整， Engle 和 Granger 于 1987 年提出两步检验法，也称为 EG检验。 第一步，用OLS方法估计方程： Yt=0+1Xt+t 并计算非均衡误差，得到：
ˆ ˆ0 ˆ1 X t Y t ˆ ˆ Y Y e
t t t
例如，使用Yt=1Xt+t回归时，很少出现 截距项显著为零的情况，即我们常常会得到如下 形式的方程：
ˆ0 ˆ1X t vt Yt
ˆ0 0
(*)
在X保持不变时，如果模型存在静态均衡 （static equilibrium），Y也会保持它的长期均衡值 不变。
但如果使用（*）式，即使X保持不变，Y也会 处于长期上升或下降的过程中，这意味着X与Y 间不存在静态均衡。 这与大多数具有静态均衡的经济理论假说 不相符。 可见，简单差分不一定能解决非平稳时间 序列所遇到的全部问题，因此，误差修正模型 便应运而生。
式中， vt= t- t-1 然而，这种做法会引起两个问题：
(1)如果X与Y间存在着长期稳定的均衡关系： Yt=0+1Xt+t
且误差项t不存在序列相关，则差分式：
Yt=1Xt+t
中的t是一个一阶移动平均时间序列，因而是序列 相关的；
(2) 如果采用差分形式进行估计，则关于变 量水平值的重要信息将被忽略，这时模型只表达 了 X 与 Y 间的短期关系，而没有揭示它们间的长 期关系。 因为，从长期均衡的观点看， Y 在第 t 期的 变化不仅取决于X本身的变化，还取决于X与Y在 t-1期末的状态，尤其是 X与 Y在 t-1期的不平衡程 度。
（-4.47） (3.93) (3.05)
t=-4.47<-3.75=ADF0.05，拒绝存在单位根的 假设，残差项是稳定的，因此中国居民人均消费 水平与人均GDP是(2,2)阶协整的，说明了该两变 量间存在长期稳定的“均衡”关系。
三、误差修正模型
1、误差修正模型
• 前文已经提到，对于非稳定时间序列，可通过
Yt 0 1 X t ( 1 2 ) X t 1 (1 )Yt 1 t
0 1 2 1 X t (1 ) Yt 1 1 1 X t 1 t
回归分析中的伪回归及其处理方法
——长期均衡关系 ——误差修正回归模型
回归分析的主要作用
• • • • 1.描述分析与探索分析 2.预测分析 3.结构分析与实证分析 4.政策评价
回归分析的主要作用
• • • • 1.描述分析与探索分析 2.预测分析 3.结构分析与实证分析 4.政策评价
回归分析应用预测中经常出现的问题
• 由于许多经济变量是非稳定的，这就给经典的回归分 析方法带来了很大限制。 • 但是，如果变量之间有着长期的稳定关系（即它们之 间是协整的cointegration），则是可以使用经典回归模 型方法建立回归模型的。 • 例如，中国居民人均消费水平与人均GDP变量之间的回 归预测模型要比 ARMA 模型有更好的预测功能， 其原因 在于，从经济理论上说，人均 GDP 决定着居民人均消 费水平，而且它们之间有着长期的稳定关系。
回归分析应用预测中经常出现的问题

3、存在着因果关系的变量间建立的回归预测 模型的预测效果越来越差
我们建立的模型是一个均衡的模型，而实 际情况不可能总是在均衡状态下，实际往往会 偏离其均衡状态而处于不均衡状态。这时，则 需要根据上一期的不均衡程度调整本期的预测 值。
• 利用非平稳时间序列直接建模容易产生 “伪回归”问题 • 存在着因果关系的变量间建立的回归预测 模型的预测效果越来越差
或，
Yt 1 X t (Yt 1 0 1 X t 1 ) t （**）