R 자기상관 1
I. 자기상관 검정
II. 자기상관 추정
Ⅰ. 자기상관 검정 2
b2-ch5-1-rev.R
library(stargazer);library(lmtest);library(orcutt)
sample1<-("http://kanggc.iptime.org/book/data/ar.txt") sample1_dat<-read.delim(sample1,header=T)
consume<-ts(sample1_dat$consume, start=c(1995.1), freq uency=4)
gdp<-ts(sample1_dat$gdp, start=c(1995.1), frequency=4) ols.res<-lm(consume~gdp)
summary(ols.res) res<-resid(ols.res)
lres<-append(res[1:24], 0, after=0) res.t<-ts(res)
lres.t<-ts(append(res.t[1:24], 0, after=0))
plot(res,main="Residual plotting(u(t) vs. time)",xlab='time') plot(lres,res,main="Residual plotting(u(t) vs. u(t-1))") abline(h=0, v=0)
다음에 계속
1. 그래프
3
b2-ch5-1-rev.R
앞에서 계속
#DW test dwtest(ols.res)
#LM test n<-length(res)
lres.t<-ts(append(res.t[1:24], 0 , after=0))
(res.aux<-lm(res.t~gdp+lres.t)) lm<-n*summary(res.aux)$r.squ ared
lm
(pchisq(lm, df=1, lower.tail=F) library(tigerstats)
par(mfrow=c(3,1))
pchisqGC(3.841459, df=1, regio n="above", graph=T)
pchisqGC(2.705543, df=1, regio n="above", graph=T)
pchisqGC(3.122012, df=1, regio n="above", graph=T)
- DW 통계량 1.2273이 𝑫𝑳=1.288보다 작으므로 양(+)의 1차 자기상관이 있 는 것으로 나타남
- DW 통계량 1.2273의 p-value가 0.01178로 0.05보다 작으므로 5% 유의수 준에서 귀무가설 즉, 자기상관이 없다는 귀무가설을 기각하고, 대립가설 즉, 양(+)의 1차 자기상관이 있다는 대립가설을 허용
2. DW 검정 및 LM 검정
- LM 통계량 의 값이 3.122012이고, 𝝌𝟐-분포에서 계산된 LM 통계량의 유의확률이 0.07724137이므로 10% 유의수준에서 1차 자기상관이 있는 것으로 결정
Ⅱ. 자기상관 추정 4
b2-ch5-2.R
library(stargazer);library(lmtest);library(orcutt)
sample1<-("http://kanggc.iptime.org/book/data/ar.txt") sample1_dat<-read.delim(sample1,header=T)
consume<-ts(sample1_dat$consume, start=c(1995.1), freq uency=4)
gdp<-ts(sample1_dat$gdp, start=c(1995.1), frequency=4)
ols.res<-lm(consume~gdp) summary(ols.res)
res<-resid(ols.res) res.t<-ts(res)
#Cochrane-Orcutt estimation coch.res<-cochrane.orcutt(ols.res) coch.res
#GLS estimation
tconsume<-consume[2:25]-0.357123*consume[1:24]
tgdp<-gdp[2:25]-0.357123*gdp[1:24]
gls.res<-lm(tconsume~tgdp) summary(gls.res)
stargazer(coch.res, gls.res, type="text")