建立误差修正模型，首先对变量进行协整分析，以发现变量之间的协整关系，即长期均衡关系，并以这种关系构成误差修正项。 然后建立短期模型，将误差修正项看作一个解释变量，连同其它反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型，即误差修正模型。
对于非稳定时间序列，可通过差分的方法将其化为稳定序列，然后才可建立经典的回归分析模型。如：建立人均消费水平（Y）与人均可支配收入（X）之间的回归模型：
Yt = α0 + α1Xt + μt
如果Y与X具有共同的向上或向下的变化趋势,进行差分，X,Y成为平稳序列，建立差分回归模型得：
ΔYt = α1ΔXt + vt
式中，vt = μt − μt − 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 = α0 + α1Xt + μt 且误差项μt不存在序列相关，则差分式 ΔYt = α1ΔXt + vt 中的vt是一个一阶移动平均时间序列，因而是序列相关的。
扩展资料：
误差修正模型创建模型方法
（1）Engle-Granger两步法
由协整与误差修正模型的的关系，可以得到误差修正模型建立的E-G两步法：
第一步，进行协整回归（OLS法），检验变量间的协整关系，估计协整向量（长期均衡关系参数）；
第二步，若协整性存在，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OLS法估计相应参数。
需要注意的是：在进行变量间的协整检验时，如有必要可在协整回归式中加入趋势项，这时，对残差项的稳定性检验就无须再设趋势项。 另外，第二步中变量差分滞后项的多少，可以残差项序列是否存在自相关性来判断，如果存在自相关，则应加入变量差分的滞后项。
（2）直接估计法
也可以采用打开误差修整模型中非均衡误差项括号的方法直接用OLS法估计模型。 但仍需事先对变量间的协整关系进行检验。如对双变量误差修正模型可打开非均衡误差项的括号直接估计下式：
这时短期弹性与长期弹性可一并获得。 需注意的是，用不同方法建立的误差修正模型结果也往往不一样。
使用R语言进行协整关系检验协整检验是为了检验非平稳序列的因果关系，协整检验是解决伪回归为问题的重要方法。首先回归伪回归例子：
伪回归Spurious regression伪回归方程的拟合优度、显著性水平等指标都很好，但是其残差序列是一个非平稳序列，拟合一个伪回归:
#调用相关R包
library(lmtest)
library(tseries)
#模拟序列
set.seed(123456)
e1=rnorm(500)
e2=rnorm(500)
trd=1:500
y1=0.8*trd+cumsum(e1)
y2=0.6*trd+cumsum(e2)
sr.reg=lm(y1~y2)
#提取回归残差
error=residuals(sr.reg)
#作残差散点图
plot(error, main="Plot of error")
#对残差进行单位根检验
adf.test(error)
## Dickey-Fuller = -2.548, Lag order = 7, p-value = 0.3463
## alternative hypothesis: stationary
#伪回归结果，相关参数都显著
summary(sr.reg)
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -30.654 -11.526 0.359 11.142 31.006
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) -29.32697 1.36716 -21.4 <2e-16 ***
## y2 1.44079 0.00752 191.6 <2e-16 ***
## Residual standard error: 13.7 on 498 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.987, Adjusted R-squared: 0.987
## F-statistic: 3.67e+04 on 1 and 498 DF, p-value: <2e-16
dwtest(sr.reg)
## DW = 0.0172, p-value <2.2e-16
恩格尔-格兰杰检验Engle-Granger第一步：建立两变量（y1,y2）的回归方程，第二部：对该回归方程的残差(resid)进行单位根检验其中，原假设两变量不存在协整关系，备择假设是两变量存在协整关系。利用最小二乘法对回归方程进行估计，从回归方程中提取残差进行检验。
set.seed(123456)
e1=rnorm(100)
e2=rnorm(100)
y1=cumsum(e1)
y2=0.6*y1+e2
# (伪)回归模型
lr.reg=lm(y2~y1)
error=residuals(lr.reg)
adf.test(error)
## Dickey-Fuller = -3.988, Lag order = 4, p-value = 0.01262
## alternative hypothesis: stationary
error.lagged=error[-c(99,100)]
#建立误差修正模型ECM.REG
dy1=diff(y1)
dy2=diff(y2)
diff.dat=data.frame(embed(cbind(dy1, dy2),2))#emed表示嵌入时间序列dy1,dy2到diff.dat
colnames(diff.dat)=c("dy1","dy2","dy1.1","dy2.1")
ecm.reg=lm(dy2~error.lagged+dy1.1+dy2.1, data=diff.dat)
summary(ecm.reg)
## Residuals:
## Min 1Q Median 3Q Max
## -2.959 -0.544 0.137 0.711 2.307
## Coefficients:
## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept) 0.0034 0.1036 0.03 0.97
## error.lagged -0.9688 0.1585 -6.11 2.2e-08 ***
## dy1.1 0.8086 0.1120 7.22 1.4e-10 ***
## dy2.1 -1.0589 0.1084 -9.77 5.6e-16 ***
## Residual standard error: 1.03 on 94 degrees of freedom
## Multiple R-squared: 0.546, Adjusted R-squared: 0.532
## F-statistic: 37.7 on 3 and 94 DF, p-value: 4.24e-16
par(mfrow=c(2,2))
plot(ecm.reg)
Johansen-Juselius(JJ)协整检验法，该方法是一种用向量自回归(VAR)模型进行检验的方法，适用于对多重一阶单整I(1)序列进行协整检验。JJ检验有两种：特征值轨迹检验和最大特征值检验。我们可以调用urca包中的ca.jo命令完成这两种检验。其语法：
ca.jo(x, type = c("eigen", "trace"), ecdet = c("none", "const", "trend"), K = 2,spec=c("longrun", "transitory"), season = NULL, dumvar = NULL)
其中：x为矩阵形式数据框；type用来设置检验方法；ecdet用于设置模型形式：none表示不带截距项，const表示带常数截距项，trend表示带趋势项。K表示自回归序列的滞后阶数；spec表示向量误差修正模型反映的序列间的长期或短期关系；season表示季节效应；dumvar表示哑变量设置。
set.seed(12345)e1=rnorm(250,0,0.5)e2=rnorm(250,0,0.5)e3=rnorm(250,0,0.5)#模拟没有移动平均的向量自回归序列；u1.ar1=arima.sim(model=list(ar=0.75), innov=e1, n=250)u2.ar1=arima.sim(model=list(ar=0.3), innov=e2, n=250)y3=cumsum(e3)y1=0.8*y3+u1.ar1y2=-0.3*y3+u2.ar1#合并y1,y2,y3构成进行JJ检验的数据库；y.mat=data.frame(y1, y2, y3)#调用urca包中cajo命令对向量自回归序列进行JJ协整检验vecm=ca.jo(y.mat)jo.results=summary(vecm)#cajorls命令可以得到限制协整阶数的向量误差修正模型的最小二乘法回归结果vecm.r2=cajorls(vecm, r=2)vecm.r2## Call:lm(formula = substitute(form1), data = data.mat)## Coefficients:## y1.d y2.d y3.d## ect1 -0.33129 0.06461 0.01268## ect2 0.09447 -0.70938 -0.00916## constant 0.16837 -0.02702 0.02526## y1.dl1-0.22768 0.02701 0.06816## y2.dl1 0.14445 -0.71561 0.04049## y3.dl1 0.12347 -0.29083 -0.07525## $beta## ect1 ect2## y1.l2 1.000e+00 0.0000## y2.l2 -3.402e-18 1.0000## y3.l2 -7.329e-01 0.2952
1、RMSE（均方根误差）即标准误差：假如数据在A1：Z1
标准方差用函数=STDEV（A1:Z1）
方差用函数=VARA（A1:Z1）
2、MRE（平均相对误差）
Excel/函数/统计/STDEV（Sd）
计算出标准偏差Sd值，然后除以平均数再×100％就可以了。
为了找到均方根误差，我们首先需要找到残差（也称为误差，我们需要对这些值均方根），然后需要计算这些残差的均方根。因此，如果我们有一个线性回归模型对象说M，则均方根误差可以找到为sqrt（mean（M $residuals ^ 2））。
示例
x1<-rnorm(500,50,5)
y1<-rnorm(500,50,2)
M1<-lm(y1~x1)
summary(M1)
输出结果
Call:
lm(formula = y1 ~ x1)
Residuals:
Min 1QMedian3QMax
-5.6621 -1.2257 -0.0272 1.4151 6.6421
Coefficients:
EstimateStd.Errort value Pr(>|t|)
(Intercept) 50.178943 0.915473 54.812 <2e-16 ***
x1 -0.002153 0.018241 -0.118 0.906
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 1.966 on 498 degrees of freedom
Multiple R-squared: 2.798e-05, Adjusted R-squared: -0.00198
F-statistic: 0.01393 on 1 and 498 DF, p-value: 0.9061
从模型M1中找到均方根误差-
示例
sqrt(mean(M1$residuals^2))
输出结果
[1] 1.961622
示例
x2<-rnorm(5000,125,21)
y2<-rnorm(5000,137,10)
M2<-lm(y2~x2)
summary(M2)
输出结果
Call:
lm(formula = y2 ~ x2)
Residuals:
Min 1QMedian3QMax
-37.425 -7.005 -0.231 6.836 36.627
Coefficients:
Estimate Std.Error t value Pr(>|t|)
(Intercept) 138.683501 0.851247 162.918 <2e-16 ***
x2 -0.014386 0.006735 -2.136 0.0327 *
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 10.06 on 4998 degrees of freedom
Multiple R-squared: 0.0009121, Adjusted R-squared: 0.0007122
F-statistic: 4.563 on 1 and 4998 DF, p-value: 0.03272
从模型M2中找到均方根误差：
示例
sqrt(mean(M2$residuals^2))
输出结果
[1] 10.05584
示例
x37<-rpois(500,5)
y3<-rpois(500,10)
M3<-lm(y3~x3)
summary(M3)
输出结果
Call:
lm(formula = y3 ~ x3)
Residuals:
Min 1QMedian3QMax
-7.9004 -1.9928 -0.2155 2.1921 9.3770
Coefficients:
EstimateStd.Error t value Pr(>|t|)
(Intercept) 10.17770 0.3233031.481<2e-16 ***
x3 -0.09244 0.06145-1.5040.133
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 3.027 on 498 degrees of freedom
Multiple R-squared: 0.004524, Adjusted R-squared: 0.002525
F-statistic: 2.263 on 1 and 498 DF, p-value: 0.1331
从模型M3查找均方根误差-
示例
sqrt(mean(M3$residuals^2))
输出结果
[1] 3.020734
示例
x4<-runif(50000,5,10)
y4<-runif(50000,2,10)
M4<-lm(y4~x4)
summary(M4)
输出结果
Call:
lm(formula = y4 ~ x4)
Residuals:
Min1Q Median 3QMax
-4.0007 -1.9934 -0.0063 1.9956 3.9995
Coefficients:
EstimateStd.Error t value Pr(>|t|)
(Intercept) 5.9994268 0.0546751 109.729 <2e-16 ***
x40.0001572 0.0071579 0.0220.982
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 2.309 on 49998 degrees of freedom
Multiple R-squared: 9.646e-09, Adjusted R-squared: -1.999e-05
F-statistic: 0.0004823 on 1 and 49998 DF, p-value: 0.9825
从模型M4找到均方根误差-
示例
sqrt(mean(M4$residuals^2))
输出结果
[1] 2.308586
示例
x5<-sample(5001:9999,100000,replace=TRUE)
y5<-sample(1000:9999,100000,replace=TRUE)
M5<-lm(y5~x5)
summary(M5)
输出结果
Call:
lm(formula = y5 ~ x5)
Residuals:
Min 1QMedian 3Q Max
-4495 -2242-42230 4512
Coefficients:
Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
(Intercept) 5.504e+03 4.342e+01 126.765 <2e-16 ***
x5-1.891e-03 5.688e-03 -0.333 0.74
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 2594 on 99998 degrees of freedom
Multiple R-squared: 1.106e-06, Adjusted R-squared: -8.895e-06
F-statistic: 0.1106 on 1 and 99998 DF, p-value: 0.7395
从模型M5中找到均方根误差<
示例
sqrt(mean(M5$residuals^2))
输出结果
[1] 2593.709
