時間序列計量經濟學模型的理論與方法(PPT 61頁).ppt

第九章時間序列計量經濟學模型的理論與方法 第一節(jié)時間序列的平穩(wěn)性及其檢驗第二節(jié)隨機時間序列模型的識別和估計第三節(jié)協(xié)整分析與誤差修正模型 9 1時間序列的平穩(wěn)性及其檢驗 一 問題的引出 非平穩(wěn)變量與經典回歸模型二 時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性三 平穩(wěn)性的圖示判斷四 平穩(wěn)性的單位根檢驗五 單整 趨勢平穩(wěn)與差分平穩(wěn)隨機過程 一 問題的引出 非平穩(wěn)變量與經典回歸模型 常見的數(shù)據(jù)類型 到目前為止 經典計量經濟模型常用到的數(shù)據(jù)有 時間序列數(shù)據(jù) time seriesdata 截面數(shù)據(jù) cross sectionaldata 平行 面板數(shù)據(jù) paneldata time seriescross sectiondata 時間序列數(shù)據(jù)是最常見 也是最常用到的數(shù)據(jù) 經典回歸模型與數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性 經典回歸分析暗含著一個重要假設 數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的 數(shù)據(jù)非平穩(wěn) 大樣本下的統(tǒng)計推斷基礎 一致性 要求 被破懷 經典回歸分析的假設之一 解釋變量X是非隨機變量放寬該假設 X是隨機變量 則需進一步要求 1 X與隨機擾動項 不相關 Cov X 0 依概率收斂 2 第 2 條是為了滿足統(tǒng)計推斷中大樣本下的 一致性 特性 第 1 條是OLS估計的需要 如果X是非平穩(wěn)數(shù)據(jù) 如表現(xiàn)出向上的趨勢 則 2 不成立 回歸估計量不滿足 一致性 基于大樣本的統(tǒng)計推斷也就遇到麻煩 因此 注意 在雙變量模型中 表現(xiàn)在 兩個本來沒有任何因果關系的變量 卻有很高的相關性 有較高的R2 例如 如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢 非平穩(wěn)的 即使它們沒有任何有意義的關系 但進行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù) 在現(xiàn)實經濟生活中 情況往往是實際的時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的 而且主要的經濟變量如消費 收入 價格往往表現(xiàn)為一致的上升或下降 這樣 仍然通過經典的因果關系模型進行分析 一般不會得到有意義的結果 數(shù)據(jù)非平穩(wěn) 往往導致出現(xiàn) 虛假回歸 問題 時間序列分析模型方法就是在這樣的情況下 以通過揭示時間序列自身的變化規(guī)律為主線而發(fā)展起來的全新的計量經濟學方法論 時間序列分析已組成現(xiàn)代計量經濟學的重要內容 并廣泛應用于經濟分析與預測當中 二 時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性 時間序列分析中首先遇到的問題是關于時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題 假定某個時間序列是由某一隨機過程 stochasticprocess 生成的 即假定時間序列 Xt t 1 2 的每一個數(shù)值都是從一個概率分布中隨機得到 如果滿足下列條件 1 均值E Xt 是與時間t無關的常數(shù) 2 方差Var Xt 2是與時間t無關的常數(shù) 3 協(xié)方差Cov Xt Xt k k是只與時期間隔k有關 與時間t無關的常數(shù) 則稱該隨機時間序列是平穩(wěn)的 stationary 而該隨機過程是一平穩(wěn)隨機過程 stationarystochasticprocess 例9 1 1 一個最簡單的隨機時間序列是一具有零均值同方差的獨立分布序列 Xt t t N 0 2 例9 1 2 另一個簡單的隨機時間列序被稱為隨機游走 randomwalk 該序列由如下隨機過程生成 Xt Xt 1 t這里 t是一個白噪聲 該序列常被稱為是一個白噪聲 whitenoise 由于Xt具有相同的均值與方差 且協(xié)方差為零 由定義 一個白噪聲序列是平穩(wěn)的 為了檢驗該序列是否具有相同的方差 可假設Xt的初值為X0 則易知X1 X0 1X2 X1 2 X0 1 2 Xt X0 1 2 t由于X0為常數(shù) t是一個白噪聲 因此Var Xt t 2即Xt的方差與時間t有關而非常數(shù) 它是一非平穩(wěn)序列 容易知道該序列有相同的均值 E Xt E Xt 1 然而 對X取一階差分 firstdifference Xt Xt Xt 1 t由于 t是一個白噪聲 則序列 Xt 是平穩(wěn)的 后面將會看到 如果一個時間序列是非平穩(wěn)的 它常?？赏ㄟ^取差分的方法而形成平穩(wěn)序列 事實上 隨機游走過程是下面我們稱之為1階自回歸AR 1 過程的特例Xt Xt 1 t不難驗證 1 1時 該隨機過程生成的時間序列是發(fā)散的 表現(xiàn)為持續(xù)上升 1 或持續(xù)下降 1 因此是非平穩(wěn)的 第二節(jié)中將證明 只有當 1 1時 該隨機過程才是平穩(wěn)的 2 1時 是一個隨機游走過程 也是非平穩(wěn)的 1階自回歸過程AR 1 又是如下k階自回歸AR K 過程的特例 Xt 1Xt 1 2Xt 2 kXt k該隨機過程平穩(wěn)性條件將在第二節(jié)中介紹 三 平穩(wěn)性檢驗的圖示判斷 給出一個隨機時間序列 首先可通過該序列的時間路徑圖來粗略地判斷它是否是平穩(wěn)的 一個平穩(wěn)的時間序列在圖形上往往表現(xiàn)出一種圍繞其均值不斷波動的過程 而非平穩(wěn)序列則往往表現(xiàn)出在不同的時間段具有不同的均值 如持續(xù)上升或持續(xù)下降 進一步的判斷 檢驗樣本自相關函數(shù)及其圖形 定義隨機時間序列的自相關函數(shù) autocorrelationfunction ACF 如下 k k 0自相關函數(shù)是關于滯后期k的遞減函數(shù) Why 實際上 對一個隨機過程只有一個實現(xiàn) 樣本 因此 只能計算樣本自相關函數(shù) Sampleautocorrelationfunction 一個時間序列的樣本自相關函數(shù)定義為 易知 隨著k的增加 樣本自相關函數(shù)下降且趨于零 但從下降速度來看 平穩(wěn)序列要比非平穩(wěn)序列快得多 注意 確定樣本自相關函數(shù)rk某一數(shù)值是否足夠接近于0是非常有用的 因為它可檢驗對應的自相關函數(shù) k的真值是否為0的假設 Bartlett曾證明 如果時間序列由白噪聲過程生成 則對所有的k 0 樣本自相關系數(shù)近似地服從以0為均值 1 n為方差的正態(tài)分布 其中n為樣本數(shù) 也可檢驗對所有k 0 自相關系數(shù)都為0的聯(lián)合假設 這可通過如下QLB統(tǒng)計量進行 該統(tǒng)計量近似地服從自由度為m的 2分布 m為滯后長度 因此 如果計算的Q值大于顯著性水平為 的臨界值 則有1 的把握拒絕所有 k k 0 同時為0的假設 例9 1 3 表9 1 1序列Random1是通過一隨機過程 隨機函數(shù) 生成的有19個樣本的隨機時間序列 容易驗證 該樣本序列的均值為0 方差為0 0789 從圖形看 它在其樣本均值0附近上下波動 且樣本自相關系數(shù)迅速下降到0 隨后在0附近波動且逐漸收斂于0 由于該序列由一隨機過程生成 可以認為不存在序列相關性 因此該序列為一白噪聲 根據(jù)Bartlett的理論 k N 0 1 19 因此任一rk k 0 的95 的置信區(qū)間都將是 可以看出 k 0時 rk的值確實落在了該區(qū)間內 因此可以接受 k k 0 為0的假設 同樣地 從QLB統(tǒng)計量的計算值看 滯后17期的計算值為26 38 未超過5 顯著性水平的臨界值27 58 因此 可以接受所有的自相關系數(shù) k k 0 都為0的假設 因此 該隨機過程是一個平穩(wěn)過程 序列Random2是由一隨機游走過程Xt Xt 1 t生成的一隨機游走時間序列樣本 其中 第0項取值為0 t是由Random1表示的白噪聲 樣本自相關系數(shù)顯示 r1 0 48 落在了區(qū)間 0 4497 0 4497 之外 因此在5 的顯著性水平上拒絕 1的真值為0的假設 該隨機游走序列是非平穩(wěn)的 圖形表示出 該序列具有相同的均值 但從樣本自相關圖看 雖然自相關系數(shù)迅速下降到0 但隨著時間的推移 則在0附近波動且呈發(fā)散趨勢 圖形 表現(xiàn)出了一個持續(xù)上升的過程 可初步判斷是非平穩(wěn)的 樣本自相關系數(shù) 緩慢下降 再次表明它的非平穩(wěn)性 拒絕 該時間序列的自相關系數(shù)在滯后1期之后的值全部為0的假設 結論 1978 2000年間中國GDP時間序列是非平穩(wěn)序列 從滯后18期的QLB統(tǒng)計量看 QLB 18 57 18 28 86 20 05 例9 1 5檢驗 2 10中關于人均居民消費與人均國內生產總值這兩時間序列的平穩(wěn)性 原圖樣本自相關圖 從圖形上看 人均居民消費 CPC 與人均國內生產總值 GDPPC 是非平穩(wěn)的 從滯后14期的QLB統(tǒng)計量看 CPC與GDPPC序列的統(tǒng)計量計算值均為57 18 超過了顯著性水平為5 時的臨界值23 68 再次表明它們的非平穩(wěn)性 就此來說 運用傳統(tǒng)的回歸方法建立它們的回歸方程是無實際意義的 不過 第三節(jié)中將看到 如果兩個非平穩(wěn)時間序列是協(xié)整的 則傳統(tǒng)的回歸結果卻是有意義的 而這兩時間序列恰是協(xié)整的 四 平穩(wěn)性的單位根檢驗 對時間序列的平穩(wěn)性除了通過圖形直觀判斷外 運用統(tǒng)計量進行統(tǒng)計檢驗則是更為準確與重要的 單位根檢驗 unitroottest 是統(tǒng)計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法 1 DF檢驗我們已知道 隨機游走序列Xt Xt 1 t是非平穩(wěn)的 其中 t是白噪聲 而該序列可看成是隨機模型Xt Xt 1 t中參數(shù) 1時的情形 也就是說 我們對式Xt Xt 1 t 做回歸 如果確實發(fā)現(xiàn) 1 就說隨機變量Xt有一個單位根 式可變形式成差分形式 Xt 1 Xt 1 t Xt 1 t 檢驗 式是否存在單位根 1 也可通過 式判斷是否有 0 一般地 檢驗一個時間序列Xt的平穩(wěn)性 可通過檢驗帶有截距項的一階自回歸模型Xt Xt 1 t 中的參數(shù) 是否小于1 或者 檢驗其等價變形式 Xt Xt 1 t 中的參數(shù) 是否小于0 在第二節(jié)中將證明 式中的參數(shù) 1或 1時 時間序列是非平穩(wěn)的 對應于 式 則是 0或 0 因此 針對式 Xt Xt 1 t我們關心的檢驗為 零假設H0 0 備擇假設H1 0 上述檢驗可通過OLS法下的t檢驗完成 然而 在零假設 序列非平穩(wěn) 下 即使在大樣本下t統(tǒng)計量也是有偏誤的 向下偏倚 通常的t檢驗無法使用 Dicky和Fuller于1976年提出了這一情形下t統(tǒng)計量服從的分布 這時的t統(tǒng)計量稱為 統(tǒng)計量 即DF分布 見表9 1 3 由于t統(tǒng)計量的向下偏倚性 它呈現(xiàn)圍繞小于零值的偏態(tài)分布 因此 可通過OLS法估計 Xt Xt 1 t并計算t統(tǒng)計量的值 與DF分布表中給定顯著性水平下的臨界值比較 如果 t 臨界值 則拒絕零假設H0 0 認為時間序列不存在單位根 是平穩(wěn)的 注意 在不同的教科書上有不同的描述 但是結果是相同的 例如 如果計算得到的t統(tǒng)計量的絕對值大于臨界值的絕對值 則拒絕 0 的假設 原序列不存在單位根 為平穩(wěn)序列 進一步的問題 在上述使用 Xt Xt 1 t對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗中 實際上假定了時間序列是由具有白噪聲隨機誤差項的一階自回歸過程AR 1 生成的 但在實際檢驗中 時間序列可能由更高階的自回歸過程生成的 或者隨機誤差項并非是白噪聲 這樣用OLS法進行估計均會表現(xiàn)出隨機誤差項出現(xiàn)自相關 autocorrelation 導致DF檢驗無效 另外 如果時間序列包含有明顯的隨時間變化的某種趨勢 如上升或下降 則也容易導致上述檢驗中的自相關隨機誤差項問題 為了保證DF檢驗中隨機誤差項的白噪聲特性 Dicky和Fuller對DF檢驗進行了擴充 形成了ADF AugmentDickey Fuller 檢驗 2 ADF檢驗 ADF檢驗是通過下面三個模型完成的 模型3中的t是時間變量 代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢 如果有的話 檢驗的假設都是 針對H1 0 檢驗H0 0 即存在一單位根 模型1與另兩模型的差別在于是否包含有常數(shù)項和趨勢項 實際檢驗時從模型3開始 然后模型2 模型1 何時檢驗拒絕零假設 即原序列不存在單位根 為平穩(wěn)序列 何時檢驗停止 否則 就要繼續(xù)檢驗 直到檢驗完模型1為止 檢驗原理與DF檢驗相同 只是對模型1 2 3進行檢驗時 有各自相應的臨界值 表9 1 4給出了三個模型所使用的ADF分布臨界值表 同時估計出上述三個模型的適當形式 然后通過ADF臨界值表檢驗零假設H0 0 1 只要其中有一個模型的檢驗結果拒絕了零假設 就可以認為時間序列是平穩(wěn)的 2 當三個模型的檢驗結果都不能拒絕零假設時 則認為時間序列是非平穩(wěn)的 這里所謂模型適當?shù)男问骄褪窃诿總€模型中選取適當?shù)臏蟛罘猪?以使模型的殘差項是一個白噪聲 主要保證不存在自相關 一個簡單的檢驗過程 例9 1 6檢驗1978 2000年間中國支出法GDP時間序列的平穩(wěn)性 1 經過償試 模型3取了2階滯后 通過拉格朗日乘數(shù)檢驗 Lagrangemultipliertest 對隨機誤差項的自相關性進行檢驗 LM 1 0 92 LM 2 4 16 小于5 顯著性水平下自由度分別為1與2的 2分布的臨界值 可見不存在自相關性 因此該模型的設定是正確的 從 的系數(shù)看 t 臨界值 不能拒絕存在單位根的零假設 時間T的t統(tǒng)計量小于ADF分布表中的臨界值 因此不能拒絕不存在趨勢項的零假設 需進一步檢驗模型2 2 經試驗 模型2中滯后項取2階 LM檢驗表明模型殘差不存在自相關性 因此該模型的設定是正確的 從GDPt 1的參數(shù)值看 其t統(tǒng)計量為正值 大于臨界值 不能拒絕存在單位根的零假設 常數(shù)項的t統(tǒng)計量小于AFD分布表中的臨界值 不能拒絕不存常數(shù)項的零假設 需進一步檢驗模型1 3 經試驗 模型1中滯后項取2階 LM檢驗表明模型殘差項不存在自相關性 因此模型的設定是正確的 從GDPt 1的參數(shù)值看 其t統(tǒng)計量為正值 大于臨界值 不能拒絕存在單位根的零假設 可斷定中國支出法GDP時間序列是非平穩(wěn)的 例9 1 7檢驗 2 10中關于人均居民消費與人均國內生產總值這兩時間序列的平穩(wěn)性 1 對中國人均國內生產總值GDPPC來說 經過償試 三個模型的適當形式分別為 三個模型中參數(shù)的估計值的t統(tǒng)計量均大于各自的臨界值 因此不能拒絕存在單位根的零假設 結論 人均國內生產總值 GDPPC 是非平穩(wěn)的 2 對于人均居民消費CPC時間序列來說 三個模型的適當形式為 三個模型中參數(shù)CPCt 1的t統(tǒng)計量的值均比ADF臨界值表中各自的臨界值大 不能拒絕該時間序列存在單位根的假設 因此 可判斷人均居民消費序列CPC是非平穩(wěn)的 五 單整 趨勢平穩(wěn)與差分平穩(wěn)隨機過程 隨機游走序列Xt Xt 1 t經差分后等價地變形為 Xt t由于 t是一個白噪聲 因此差分后的序列 Xt 是平穩(wěn)的 單整 一般地 如果一個時間序列經過d次差分后變成平穩(wěn)序列 則稱原序列是d階單整 integratedofd 序列 記為I d 顯然 I 0 代表一平穩(wěn)時間序列 現(xiàn)實經濟生活中 1 只有少數(shù)經濟指標的時間序列表現(xiàn)為平穩(wěn)的 如利率等 2 大多數(shù)指標的時間序列是非平穩(wěn)的 如一些價格指數(shù)常常是2階單整的 以不變價格表示的消費額 收入等常表現(xiàn)為1階單整 大多數(shù)非平穩(wěn)的時間序列一般可通過一次或多次差分的形式變?yōu)槠椒€(wěn)的 但也有一些時間序列 無論經過多少次差分 都不能變?yōu)槠椒€(wěn)的 這種序列被稱為非單整的 non integrated 如果一個時間序列經過一次差分變成平穩(wěn)的 就稱原序列是一階單整 integratedof1 序列 記為I 1 例9 1 8中國支出法GDP的單整性 經過試算 發(fā)現(xiàn)中國支出法GDP是1階單整的 適當?shù)臋z驗模型為 例9 1 9中國人均居民消費與人均國內生產總值的單整性 經過試算 發(fā)現(xiàn)中國人均國內生產總值GDPPC是2階單整的 適當?shù)臋z驗模型為 同樣地 CPC也是2階單整的 適當?shù)臋z驗模型為 趨勢平穩(wěn)與差分平穩(wěn)隨機過程 前文已指出 一些非平穩(wěn)的經濟時間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢 而這些序列間本身不一定有直接的關聯(lián)關系 這時對這些數(shù)據(jù)進行回歸 盡管有較高的R2 但其結果是沒有任何實際意義的 這種現(xiàn)象我們稱之為虛假回歸或偽回歸 spuriousregression 如 用中國的勞動力時間序列數(shù)據(jù)與美國GDP時間序列作回歸 會得到較高的R2 但不能認為兩者有直接的關聯(lián)關系 而只不過它們有共同的趨勢罷了 這種回歸結果我們認為是虛假的 為了避免這種虛假回歸的產生 通常的做法是引入作為趨勢變量的時間 這樣包含有時間趨勢變量的回歸 可以消除這種趨勢性的影響 然而這種做法 只有當趨勢性變量是確定性的 deterministic 而非隨機性的 stochastic 才會是有