协整检验的Engle-Granger检验

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这个例子展示了如何检验组成多元模型的响应序列之间不存在协整关系的零假设。

加载加拿大数据中心进入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。

负载加拿大数据中心Y=数据（：，3：结束）；%多元响应序列

绘制响应序列。

图表（日期，Y，'线宽'，2）xlabel'年度'; 伊莱贝尔'百分比'; 名称=系列（3:结束）；图例（名称，'位置',“西北”)职务'{\bf加拿大利率，1954-1994}'; 轴紧的网格在

$图中包含一个轴。标题为{\bf加拿大利率，1954-1994}的轴包含3个类型为line的对象。这些对象代表（国际）利率（短期），（国际）利率（中期），（国际）利率（长期）。$

图中显示了三个序列之间的协整关系，它们随着均值回复价差一起移动。

为了检验协整关系，计算 $τ$ (t1级)以及 $Z$ (t2级)迪基·富勒统计。电子测试将测试统计数据与Engle Granger临界值的列表值进行比较。

[h，pValue，stat，cValue]=egcitest（Y，'测试',{“t1”,“t2”})

小时=1x2逻辑阵列0 1

P值=1×20.0526 0.0202

统计=1×2-3.9321 -25.4538

C值=1×2-3.9563 -22.1153

这个 $τ$ 测试未能拒绝零的协整，但只是勉强，与一个P-值仅略高于默认的5%显著性水平，统计值仅略高于左尾临界值。这个 $Z$ test不拒绝no协整的空值。

测试倒退Y（：，1）在Y（：，2:结束）以及（默认情况下）截取二氧化碳. 残差级数为

[Y（：，1）Y（：，2:结束）]*β-二氧化碳=Y（：，1）-Y（：，2:结束）*b-二氧化碳.

的第五个输出参数电子测试在其他回归统计数据中，包含回归系数二氧化碳和B.

检验回归系数以检验假设的协整向量贝塔=[1; -[乙].

[~，~，~，~，reg]=egcitest（Y，'测试',“t2”); c0=调节系数（1）；b=调节系数（2:3）；β=[1-b] ；h=gca；帘线=h.色阶；h、 下一个地块='替换儿童'; h、 色阶=循环移位（线，3）；

绘图（日期，Y*beta-c0，'线宽',2); 标题'{\bf协整关系}'; 轴紧的; 传奇关; 网格在;

$图中包含一个轴。标题为{\bf协整关系}的轴包含类型为line的对象。$

测试证实，这种组合似乎相对稳定。

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