这个例子展示了如何检验零假设,即构成多元模型的响应序列之间不存在协整关系。
负载Data_Canada
到MATLAB®工作区。数据集包含加拿大利率的期限结构[137]。提取短期、中期和长期利率序列。
负载Data_CanadaY =数据(:,3:结束);%多变量响应序列
情节的反应级数。
图绘制(日期,Y,“线宽”, 2)包含“年”;ylabel“百分比”;名称=系列(3:结束);传奇(名称,“位置”,“西北”)标题'{\bf加拿大利率,1954-1994}';轴紧网格在
图中显示了三个系列之间的协整证据,这三个系列一起移动的平均值恢复扩散。
为了检验协整,计算
(t1
),
(t2
) Dickey-Fuller统计数据。egcitest
将检验统计量与Engle-Granger临界值的表中值进行比较。
[h, pValue,统计,cValue] = egcitest (Y,“测试”, {“t1”,《终结者2》})
h =1 x2逻辑阵列0 1
pValue =1×20.0526 - 0.0202
统计=1×2-3.9321 - -25.4538
cValue =1×2-3.9563 - -22.1153
的 检验不能拒绝不协整的零,但勉强,有ap-仅略高于默认的5%显著性水平,且统计量仅略高于左尾临界值。的 检验拒绝不协整的零值。
考试难度Y (: 1)
在Y(:, 2:结束)
和(默认情况下)拦截c0
。残差级数为
[Y (: 1) Y(:, 2:结束)]*β
-c0
=Y (: 1)
-Y(:, 2:结束)* b
-c0
。
的第五个输出参数egcitest
除其他回归统计资料外,还包括回归系数c0
和b
。
检查回归系数来检查假设的协积分向量β
=(1;- b]
。
[~, ~, ~, ~, reg] = egcitest (Y,“测试”,《终结者2》);c0 = reg.coeff (1);b = reg.coeff (2:3);β= [1;- b];甘氨胆酸h =;线= h.ColorOrder;h.NextPlot =“ReplaceChildren”;h.ColorOrder = circshift(线,3);
情节(日期、Y * beta-c0,“线宽”2);标题{} \ bf协整关系的;轴紧;传说从;网格在;
试验证实,这两种组合看起来相对平稳。