R语言做单位根检验的两个方法：

1、用fUnitRoots包中的UnitrootTests()和adfTest()。

2、用tseries包中的adf.test()和pp.test()。

用法都基本类似，可以看一下help的example。

R语言

R是用于统计分析、绘图的语言和操作环境。R是属于GNU系统的一个自由、免费、源代码开放的软件，它是一个用于统计计算和统计制图的优秀工具。

R是统计领域广泛使用的诞生于1980年左右的S语言的一个分支。可以认为R是S语言的一种实现。而S语言是由AT&T贝尔实验室开发的一种用来进行数据探索、统计分析和作图的解释型语言。

R语言的功能

R是一套完整的数据处理、计算和制图软件系统。其功能包括:数据存储和处理系统数组运算工具(其向量、矩阵运算方面功能尤其强大)完整连贯的统计分析工具优秀的统计制图功能简便而强大的编程语言:可操纵数据的输入和输出，可实现分支、循环，用户可自定义功能。

单位根检验

单位根检验是指检验序列中是否存在单位根，因为存在单位根就是非平稳时间序列了。单位根就是指单位根过程，可以证明，序列中存在单位根过程就不平稳，会使回归分析中存在伪回归。

单位根检验是随机过程的问题。定义随机序列{x_t}，t=1,2,…是一单位根过程，若x_t=ρx_t-1+ε，t=1,2…其中ρ=1，{ε}为一平稳序列(白噪声)，且E[ε]=0,V(ε)=σ<∞,Cov(ε,ε)=μ<∞这里τ=1,2…。特别地，若{ε}是独立同分布的，且E[ε]=0，V(ε)=σ<∞，则上式就变成一个随机游走序列，因此随机游走序列是一种最简单的单位根过程。

cronbach’s alpha系数，一般翻译成克隆巴赫alpha系数，效度用探索性因子分析(KMO和Bartlett)。

alpha等于 测验题目数/(测验题目数－1) 乘 {1 - 各被试在该题目上的方差的和 / 所有被试总分的方差 }

K即第一个公式的n，代表题目数量。

小sigma方即第一个公式的S方，代表方差。

然后直接调用就可以。

参考文献：

道客巴巴

qq_43157351. R语言与克朗巴哈alpha系数

用R语言实现Cronbach 值的计算

λi表示题目i在潜变量ξ上的负荷, δi是误差项, 误差之间不相关。整个测验分数X=x1+x2+…xp的合成信度如上图 (叶宝娟, 温忠麟, 2011Brown, 2006Yang&Green, 2010)

假设一个单维测验由p个题目组成, 测量了一个因子F, 测验施测后, p个题目的标准化变量为 (i=1, 2, ..., p) ，可以按照以下方式计算。

其中, εi是只和i有关的特殊因子 (也称为误差项) , λi是第i个变量i在因子F上的负荷。假设题目误差不相关, 如果整份测验的分数相加有意义, 则单维测验整份测验X=1+2+...+p的合成信度为：

其中, θi为i的误差方差, (2) 式也可计算多维测验单个维度的合成信度。如果用固定方差法指定因子测量单位, 即var (F) =1, 则上式变为:

因为X i 是标准化变量, 所以Σ θ=p-Σ λ2则 (3) 式变为:

上图这个表达式更易懂一些，也更容易计算。

λ为因子载荷量，p为题目个数。

计算出因子载荷量之后可以通过函数计算ρ

参考文献：

杨强 叶宝娟 温忠麟(2014). 用SPSS软件计算单维测验的合成信度. 中国临床心理学杂志: 22(03), 496-498

温忠麟(2011). 单维测验合成信度三种区间估计的比较.

一、内在效度(content related validity)：研究者的发现与事实相符合的程度，即研究结果是不是真的在测量事实的真相的能力。

二、内容效度的评估方法 ：1.专家判断法2.统计分析法(评分者信度\复本信度\折半信度\再测法)3.经验推测法 (实验检验)

提高内部效度的方法：

1．三角检定法：多元的搜集资料方式，包括不同的资料来源(报章、官方文件、会议记录)，访谈不同人员(如教师、行政人员、学者专家)，及采用不同资料的搜集方法(如访谈、观察、非正式讨论)等，来相互验证资料与实施的相符程度。

2．研究对象的核查：和被研究者一起讨论定稿，以确定自己记录的是其所叙的。

3．持续的观察

来自：qiuyaofeng2012. 信度和效度经典例子_第四节个案研究的效度与信度. CSDN

一、构想效度：测验能够测量到理论上的构想或特质的程度，即测验的结果是否能证实或解释某一理论的假设、术语或构想，其解释的程度如何。

二、构想效度的估计方法：1. 对测验本身的分析（用内容效度来验证构想效度）；2. 测验间的相互比较：相容效度（与已成熟的相同测验间的比较）、区分效度（与近似或应区分测验间的比较）、因素分析法 ；3. 效标效度的研究证明 ；4. 实验法和观察法证实

衡量测验有效性的参照标准，指的是可以直接而且独立测量的我们感兴趣的行为。

又称 实证效度 ，反映的是测验对个体的预测在某种情境下的有效性程度(所测情况与实际情况之间的相关)。

根据效标资料是否与测验分数同时获得，又可分为 同时效度 (实际士气高和士气低的人在士气测验中的得分一致性。)和 预测效度 两类。

1.相关法：效度系数、效标效度常用方法。以皮尔逊积差相关系数来表示，反映测验分数与效标测量之间的相关程度。

当测验成绩是连续变量，而效标资料是二分变量时，计算效度系数可用点二列相关公式或二列相关公式；

当测验分数为连续变量，效标资料为等级评定时，可用贾斯朋多系列相关公式计算。

2.区分法：检验 测验分数 能否有效地区分 由效标所定义的团体 。

进行t检验，若差异显著，说明该测验能够有效地区分由效标定义的不同团体(如抑郁 测验得分 的高低可以区分出 真正的 高抑郁组和 真正的 低抑郁组)，

重叠百分比可以通过计算每一组内得分超过（或低于）另一组平均数的人数百分比得出；

另外，还可以计算两组分布的共同区的百分比。重叠量越大，说明两组分数差异越小，即测验的效度越差。

3.命中率法：是当测验用来做取舍的依据时，用其正确决定的比例作为效度指标的一种方法。命中率的计算有两种方法，一是计算总命中率，另一种是计算正命中率。

4、预期表法：是一种双向表格，预测分数排在表的左边，效标排在表的顶端。从左下至右上对角线上各百分数字越大，而其它的百分数字越小，表示测验的效标效度越高 ；反之，数字越分散，则效度越低。

命中率法和预期表法相似。详细可参照戴海琦，张锋<心理与教育测量>第五章：测量效度

一般在研究中用到的效度指标是结构效度，测量题与测量变量之间的对应关系。可以使用探索性因素分析(exploratory factor analysis，EFA)和验证性因子分析(comfirmatory factor analysis，CFA)

计算协方差矩阵/相关系数矩阵。可以利用cov2cor()将协方差转化为相关系数矩阵，也可利用cor2cov()转化回来

· KMO值：如果此值高于0.8，则说明效度高；如果此值介于0.7 0.8之间，则说明效度较好；如果此值介于0.6 0.7，则说明效度可接受，如果此值小于0.6，说明效度不佳

· 巴特球形检验：其对应巴特球形值，对应P值一定需要小于0.05，这样才能说明通过巴特球形检验

· 特征根：此值是判断因子（维度）个数的标准的信息量，由于已经设置好因子（维度）个数，因而此值意义较小可忽略；

· 方差解释率值：代表各维度可解释整体量表的信息量；

· 累积方差解释率值：所有维度可解释整体量表的信息量；

· 因子载荷系数值：分析项与维度之间的相关关系情况；此值非常非常重要，可用于判断分析项与维度的对应关系情况，下述会有说明；

· 共同度值：分析项可以被提取出的信息量情况，比如为0.617，可以理解为该项有61.7%的信息可被最终提取出来。

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