CH7时间序列计量经济模型
时间序列计量经济模型
时间序列计量经济模型时间序列计量经济模型是经济学中常用的一种统计方法,它通过对时间序列数据进行建模和分析,帮助经济学家研究经济现象并做出预测。
本文将对时间序列计量经济模型进行详细介绍,包括模型的基本概念、建模方法和应用领域等。
时间序列计量经济模型的基本概念是指对于一组按时间顺序排列的经济数据,通过建立数学模型来描述变量之间的关系和变化趋势。
时间序列数据是对同一经济变量在不同时间点上的观察结果,通常用于反映经济变量的长期走势和季节性变化等特征。
时间序列计量经济模型的建模方法主要有两种,即参数估计法和非参数估计法。
参数估计法通过估计模型中的参数,来确定变量之间的关系和影响程度。
常见的参数估计方法包括最小二乘法、极大似然法和广义矩估计法等。
非参数估计法则不对模型中的参数进行具体估计,而是通过对数据进行平滑处理和插值操作来求解模型。
常用的非参数估计方法有核密度估计法、局部加权回归法和样条插值法等。
时间序列计量经济模型的应用领域非常广泛,包括经济增长分析、商业周期研究、金融市场预测等。
在经济增长分析中,可以利用时间序列计量经济模型来研究经济发展的长期趋势和周期性波动。
在商业周期研究中,可以利用时间序列计量经济模型来识别和预测经济的周期性波动,以便制定相应的经济政策。
在金融市场预测中,可以利用时间序列计量经济模型来分析和预测金融市场的走势,以便投资者做出合理的投资决策。
总结起来,时间序列计量经济模型是经济学中重要的统计方法,它能够帮助经济学家研究经济现象并做出预测。
通过对时间序列数据进行建模和分析,时间序列计量经济模型可以揭示经济变量之间的关系和变化趋势,为经济政策制定和投资决策提供参考依据。
同时,时间序列计量经济模型也有一定的局限性,例如无法考虑实际经济环境中的各种不确定因素。
因此,在实际应用中需综合考虑不同的经济模型和方法,以获得更准确和可靠的分析结果。
继续写:时间序列计量经济模型是经济学中非常有用的工具,可以帮助我们理解和解释经济现象,并做出相应的预测。
计量经济学--时间序列计量模型
(1)均值 E(Yt ) ,μ为与时间t 无关的常数 。
(2)方差 Var(Yt ) 2 , 2 为与时间t无关的常数。
(3)协方差 Cov(Yt ,Yth ) h ,只与时间间隔h有 关,与时间t无关。
则称{Yt}为弱平稳过程。在时间序列计量 分析中,平稳过程通常指的是弱平稳。
如果一个时间序列是不平稳的,就称它
Yt Yt1 vt
(8.1)
其中,vt为经典误差项,也称之为白噪声。
如果式(8.1)中ρ=1,则
Yt Yt1 vt (8.2) 式(8.2)中Yt称为随机游走序列。随机 游走序列的特征为: Yt以前一期的Yt-1为 基础,加上一个均值为零且独立于Yt-1的 随机变量。随机游走的名字正是来源于它 的这个特征。
令γ=ρ-1,则
Yt Yt1 vt
(8.16) (8.17)
同理,可得另外两种模型为
Yt Yt1 vt
(8.18)
Yt t Yt1 vt (8.19)
对于式(8.17)、(8.18)、(8.19)而言 ,对应的原假设和备择假设为
H0 : 0 (非平稳)
H0 : 0 (平稳)
二、平稳性的单位根检验
时间序列的平稳性可通过图形和自相关函数 进行检验。在现代,单位根检验方法为时间 序列平稳性检验的最常用方法。
1.单位根检验(unit root test)
时间序列中往往存在滞后效应,即前后 变量彼此相关。对于时间序列Yt而言,最 典型的状况就是一阶自回归形式AR(1) ,即Yt与Yt-1 相关,而与Yt-2 , Yt-3 ,…无 关。其表达式为
DF检验的判别规则是:DF≥临界值,则Yt 非平稳,D<临界值,Yt则是平稳的。
3.ADF检验
时间序列计量经济学模型
时间序列计量经济学模型经济分析中所用到的三大类重要数据中,时间序列数据是其中最常见,也是最重要的一类数据。
迄今为止,对时间序列的分析是通过建立因果关系为基础的结构模型。
时间序列模型反映动态特征,通常是运用时间序列的过去值、当期值及滞后扰动项的加权和建立模型来“解释”时间序列的变化规律。
时间序列资料具有相关性,大部分资料具有非平稳性,而无论是单方程计量经济学模型还是联立方程计量经济学模型,这种分析背后有一个隐含的假设,即这些数据是平稳的(stationary)。
------目录-------一.简介1.时间序列数据处理二.时间序列的平稳性及其检验1.非平稳时间序列简介2.单位根检验3.非平稳时间序列的平稳化三.平稳时间序列模型1.AR(P)过程2.MA(q)过程3.ARIMA模型四.协整与误差修正模型五.条件异方差六.向量自回归模型(VAR)一、简介1时间序列数据的处理1.1cd C:\stata10\Net_course\ B6_TimeS1)声明时间序列:tsset 命令use gnp96.dta, clearlist in 1/20gen Lgnp = L.gnptsset datelist in 1/20gen Lgnp = L.gnp2)检查是否有断点:tsreport, reportuse gnp96.dta, cleartsset datetsreport, reportdrop in 10/10list in 1/12tsreport, reporttsreport, report list /*列出存在断点的样本信息*/3)填充缺漏值:tsfilltsfilltsreport, report listlist in 1/124)追加样本:tsappenduse gnp96.dta, cleartsset datelist in -10/-1sumtsappend , add(5) /*追加5个观察值*/list in -10/-1sum5)应用:样本外预测: predictreg gnp96 L.gnp96predict gnp_hatlist in -10/-16)清除时间标识: tsset, cleartsset, clear1.2变量的生成与处理1)滞后项、超前项和差分项 help tsvarlistuse gnp96.dta, cleartsset dategen Lgnp = L.gnp96 /*一阶滞后*/gen L2gnp = L2.gnp96gen Fgnp = F.gnp96 /*一阶超前*/gen F2gnp = F2.gnp96gen Dgnp = D.gnp96 /*一阶差分*/gen D2gnp = D2.gnp96list in 1/10list in -10/-12)产生增长率变量: 对数差分gen lngnp = ln(gnp96)gen growth = D.lngnpgen growth2 = (gnp96-L.gnp96)/L.gnp96gen diff = growth - growth2 /*表明对数差分和变量的增长率差别很小*/ list date gnp96 lngnp growth* diff in 1/101.3日期的处理日期的格式 help tsfmt基本时点:整数数值,如 -3, -2, -1, 0, 1, 2, 3 .... 1960年1月1日,取值为 0;显示格式:1)使用 tsset 命令指定显示格式use B6_tsset.dta, cleartsset t, dailylistuse B6_tsset.dta, cleartsset t, weeklylist2)指定起始时点cap drop monthgenerate month = m(1990-1) + _n - 1format month %tmlist t month in 1/20cap drop yeargen year = y(1952) + _n - 1format year %tylist t year in 1/203)自己设定不同的显示格式日期的显示格式 %d (%td) 定义如下:%[-][t]d<描述特定的显示格式>具体项目释义:“<描述特定的显示格式>”中可包含如下字母或字符c y m l nd j h q w _ . , : - / ' !cC Y M L ND J W定义如下:c and C 世纪值(个位数不附加/附加0)y and Y 不含世纪值的年份(个位数不附加/附加0)m 三个英文字母的月份简写(第一个字母大写)M 英文字母拼写的月份(第一个字母大写)n and N 数字月份(个位数不附加/附加0)d and D 一个月中的第几日(个位数不附加/附加0)j and J 一年中的第几日(个位数不附加/附加0)h 一年中的第几半年 (1 or 2)q 一年中的第几季度 (1, 2, 3, or 4)w and W 一年中的第几周(个位数不附加/附加0)_ display a blank (空格). display a period(句号), display a comma(逗号): display a colon(冒号)- display a dash (短线)/ display a slash(斜线)' display a close single quote(右引号)!c display character c (code !! to display an exclamation point)样式1:Format Sample date in format-----------------------------------%td 07jul1948%tdM_d,_CY July 7, 1948%tdY/M/D 48/07/11%tdM-D-CY 07-11-1948%tqCY.q 1999.2%tqCY:q 1992:2%twCY,_w 2010, 48-----------------------------------样式2:Format Sample date in format----------------------------------%d 11jul1948%dDlCY 11jul1948%dDlY 11jul48%dM_d,_CY July 11, 1948%dd_M_CY 11 July 1948%dN/D/Y 07/11/48%dD/N/Y 11/07/48%dY/N/D 48/07/11%dN-D-CY 07-11-1948----------------------------------clearset obs 100gen t = _n + d(13feb1978)list t in 1/5format t %dCY-N-D /*1978-02-14*/list t in 1/5format t %dcy_n_d /*1978 2 14*/list t in 1/5use B6_tsset, clearlisttsset t, format(%twCY-m)list4)一个实例:生成连续的时间变量use e1920.dta, clearlist year month in 1/30sort year monthgen time = _ntsset timelist year month time in 1/30generate newmonth = m(1920-1) + time - 1 tsset newmonth, monthlylist year month time newmonth in 1/301.4图解时间序列1)例1:clearset seed 13579113sim_arma ar2, ar(0.7 0.2) nobs(200)sim_arma ma2, ma(0.7 0.2)tsset _ttsline ar2 ma2* 亦可采用 twoway line 命令绘制,但较为繁琐twoway line ar2 ma2 _t2)例2:增加文字标注sysuse tsline2, cleartsset daytsline calories, ttick(28nov2002 25dec2002, tpos(in)) ///ttext(3470 28nov2002 "thanks" ///3470 25dec2002 "x-mas", orient(vert))3)例3:增加两条纵向的标示线sysuse tsline2, cleartsset daytsline calories, tline(28nov2002 25dec2002)* 或采用 twoway line 命令local d1 = d(28nov2002)local d2 = d(25dec2002)line calories day, xline(`d1' `d2')4)例4:改变标签tsline calories, tlabel(, format(%tdmd)) ttitle("Date (2002)")tsline calories, tlabel(, format(%td))二、时间序列的平稳性及其检验时间序列分析中首先遇到的问题是关于时间序列数据的平稳性问题,假定某个时间序列是由某一个随机过程(stochastic process)生成的,即假定时间序列{X_t}(t=1,2,3…)的每一个数值都是从一个概率分布中随机得到,如果X_T满足下列条件:(1)均值E(X_t)=μ,与时间t无关的常数;(2)方差Var(X_t)=б^2,与时间t无关;(3)协方差Cov(X_t X_t+k)只与时期间隔k有关,与时间t无关的常数。
时间序列计量经济模型
时间序列计量经济模型时间序列数据被广泛地运用于计量经济研究。
经典时间序列分析和回归分析有许多假定前提,如序列的平稳性、正态性等,,如果直接将经济变量的时间序列数据用于建模分析,χ等检验才具有较高的实际上隐含了这些假定。
在这些假定成立的条件下,进行的t、F、2可靠度。
但是,越来越多的经验证据表明,经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的。
那末,如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列来进行分析,会造成什么不良后果?如何判断一个时间序列是否为平稳序列?当我们在计量经济分析中涉及到非平稳时间序列时,应作如何处理呢?这就是本章要讨论的基本内容。
第一节时间序列计量经济分析的基本概念一、伪回归问题经典计量经济学建模过程中,通常假定经济时间序列是平稳的,而且主要以某种经济理论或对某种经济行为的认识来确立计量经济模型的理论关系形式,借此形式进行数据收集、参数估计以及模型检验,这是20世纪70年代以前计量经济学的主导方法。
然而,这种方法所构建的计量经济模型在20世纪70年代出现石油危机后引起的经济动荡面前却失灵了。
这里的失灵不是指这些模型没能预见石油危机的出现,而是指这些模型无法预计石油危机的振荡对许多基本经济变量的动态影响。
因此引起了计量经济学界对经典计量经济学方法论的反思,并将研究的注意力转向宏观经济变量非平稳性对建模的影响。
人们发现,由于经济分析中所涉及的经济变量数据基本上是时间序列数据,而大多数经济时间序列是非平稳的,如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归分析,则可能会带来不良后果,如伪回归问题。
所谓“伪回归”,是指变量间本来不存在有意义的关系,但回归结果却得出存在有意义关系的错误结论。
经济学家早就发现经济变量之间可能会存在伪回归现象,但在什么条件下会产生伪回归现象,长期以来无统一认识。
直到20世纪70年代,Grange、Newbold研究发现,造成“伪回归”的根本原因在于时间序列变量的非平稳性。
时间序列计量经济学模型理论与方法
这里, t是一个白噪声。
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11
容易知道该序列有相同的均值:E(Xt)=E(Xt-1)
为了检验该序列是否具有相同的方差,可假设Xt的 初值为X0,则易知
X1=X0+1 X2=X1+2=X0+1+2 ……
Xt=X0+1+2+…+t 由于X0为常数,t是一个白噪声,因此Var(Xt)=t2 即Xt的方差与时间t有关而非常数,它是一非平稳序 列。
n
P lim xi2/n Q
▲如果X是非平稳数据(如表现出向上的趋势), 则(2)不成立,回归估计量不满足“一致性”,基 于大样本的统计推断也就遇到麻烦。
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6
⒊ 数据非平稳,往往导致出现“虚假回归” 问题
表现在:两个本来没有任何因果关系的变量,却 有很高的相关性(有较高的R2):
例如:如果有两列时间序列数据表现出一致的变
Xt=Xt-1+t
不难验证:1)||>1时,该随机过程生成的时间序列是
发散的,表现为持续上升(>1)或持续下降(<-1),
因此是非平稳的;
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2)=1时,是一个随机游走过程,也是非平稳的。
第二节中将证明:只有当-1<<1时,该随机过程 才是平稳的。
• 1阶自回归过程AR(1)又是如下k阶自回归AR(K)过 程的特例:
时间序列分析已组成现代计量经济学的重要内
容,并广泛应用于经济分析与预测当中。
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8
二、时间序列数据的平稳性
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时间序列分析中首先遇到的问题是关于时间序列
ch7 协整分析(金融计量-复旦,徐剑刚)
恩格尔和格兰杰的协整检验方法
• 恩格尔和格兰杰(1987)的协整检验方法,假定仅有两个 变量yt、zt,都是I(1) 下面说明检验yt、zt是否存在着协整 关系方法。 y t = β 0 + β 1 z t + et • (1) 估计长期均衡关系 • 如果两个变量yt、zt都是I(1),估计两个变量的长期均衡 关系的模型为 • (2)利用最小二乘法估计模型 然后检验残差序列的平稳 性,常用我们已经介绍单位根检验的ADF方法、PP方法 等。如果残差序列是平稳的,那么,yt、zt协整。恩格尔 和格兰杰(1987)的协整检验方法也称为两步法。 •
7
协整与误差修正模型
• • 假定一个系统仅包括两个变量yt、zt,如果yt、zt存在着协整关系,那 么,yt、zt存在着长期均衡关系。但是,在协整变量的时间途经中,在短 期里,协整变量会偏离长期均衡状态,可见,偏离均衡水平的程度必影 响协整变量的时间途经,这是协整变量的一个主要特征。 因此,偏离长期均衡状态必影响协整变量的短期动态,这类动态模型是 误差修正模型中的一种。在误差修正模型中,变量短期动态将受偏离均 衡水平的影响,现在假定yt、zt都是I(1),误差修正模型为
• 是平稳的。由于β1 yt+β2 zt是平稳的,右边第一项(β1μyt+β2 μzt)必须消 去。如果β1 μyt或β2μzt未消去,那么β1 yt+β2 zt必包含趋势项。因此,yt, zt存在着协整关系的充分必要条件是β1μyt+β2 μzt) =0。由于β1、β2中至 少有一个不等于0,因此,μyt=-β2μzt/β1。可见,如果两个I(1)变量是 协整的(阶数为(1,1)),必含有共同趋势。
• •
• • •
同样,εyt、εzt以及Δyt-i、Δzt-i都是I(0),因此,线性组合yt-1-βzt-1必是 I(0),yt、zt必协整。 如果(yt-1-βzt-1)>0,那么,yt将上升,调整幅度为αy(yt-1-βzt-1),这 里,(yt-1-βzt-1)称为误差修正项,αy称为调整速度系数,αy越大,yt对 上一期偏离均衡水平的反映越大。 如果所有a12(i)、αy都为0,那么,yt不受zt影响。所以,如果协整变量不 存在格兰杰因果关系,那么,调整速度系数必为0。 如果两个调整速度系数都为0,那么,就没有长期均衡关系,也就是没 有协整关系,此时,实际上用向量自回归的一阶差分模型来描述了。 协整关系反映了长期均衡关系,而误差修正模型则描述协整变量的短期 动态关系。
计量经济学时间序列计量经济模型PPT课件
Dickey、Fuller研究发现,DF检验的临界值同序列的数据生成过 程以及回归模型的类型有关,因此他们针对如下三种方程编制了 临界值表,后来Mackinnon把临界值表加以扩充,形成了目前使 用广泛的临界值表,在EViews软件中使用的是Mackinnon临界值 表。
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这三种模型如下:
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弱平稳
是指随机过程{ Yt }的期望、方差和协方差不随 时间推移而变化。若{ Yt }满足:
E(Yt) μ
Cov(Yt,Ys) Cov(Yt+h,Ys+h) r(t - s,0) rt-s Var(Yt ) r0 σ2
则称{ Yt }为弱平稳随机过程。在一般的分析 讨论中,平稳性通常是指弱平稳。
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第一节 时间序列基本概念
本节基本内容:
●伪回归问题 ●随机过程的概念 ●时间序列的平稳性
第8页/共81页
一、伪回归问题
传统计量经济学模型的假定条件:序列的平 稳性、正态性。 所谓“伪回归”,是指变量间本来不存在相 依关系,但回归结果却得出存在相依关系的 错误结论。 20世纪70年代,Grange、Newbold 研究发现, 造成“伪回归”的根本原因在于时序序列变 量的非平稳性
第36页的值为
t ˆ - -0.028830 -0.786011 ˆˆ 0.036679
第10页/共81页
随机过程的严格定义
若对于每一特定的 t(t T ),Yt 为一随机变量,
则称这一族随机变量{ Yt}为一个随机过程。 若 T 为一区间,则{Yt }为一连续型随机过程。
若 T 为离散集合,如 T = (0, 1, 2, )
或 T = ( , -2, -1, 0, 1, 2, ) ,则{ Yt }为离
时间序列计量经济学模型的理论与方法
时间序列计量经济学模型的理论与方法时间序列计量经济学是经济学中的一个重要分支,它研究的是时间序列数据之间的经济关系。
它利用统计学和经济学方法对时间序列数据进行建模和分析,从而揭示经济变量之间的内在规律和相互影响关系。
本文将介绍时间序列计量经济学模型的理论基础和应用方法。
时间序列经济学的理论基础主要包括回归分析、ARMA模型、ARIMA模型和VAR模型等。
首先是回归分析,它是经济学中最基本的分析方法。
回归分析通过线性回归方程描述了因变量和自变量之间的线性关系,并利用最小二乘法进行参数估计。
回归分析不仅可以研究截面数据的关系,还可以研究时间序列数据的动态关系。
其次是ARMA模型,它是自回归移动平均模型的简称。
ARMA模型假设时间序列数据可以由过去的自身值和随机误差表示,具有自相关和滞后效应。
通过对ARMA模型的参数估计,可以得到时间序列数据的预测值和其它统计性质。
再次是ARIMA模型,它是自回归积分移动平均模型的简称。
ARIMA模型在ARMA模型的基础上引入了差分运算,可以处理非平稳时间序列数据。
最后是VAR模型,它是向量自回归模型的简称。
VAR模型将多个时间序列变量作为回归自变量,可以同时估计它们之间的相互关系。
时间序列计量经济学的方法主要分为描述性分析、参数估计和模型选择三个阶段。
首先是描述性分析,它通过绘制时间序列图、计算统计量和做周期性分析等方法,来探索和描述时间序列数据的特征。
其次是参数估计,它是时间序列计量经济学的核心内容。
参数估计的目标是确定模型中的参数值,通常采用最大似然估计、广义最小二乘估计和贝叶斯估计等方法。
最后是模型选择,它是根据数据的特征和模型的拟合程度来选择合适的模型。
常用的模型选择准则包括赤池信息准则(AIC)、贝叶斯信息准则(BIC)和R平方等。
时间序列计量经济学模型的应用范围非常广泛,可以用于宏观经济预测、金融市场分析、企业经营决策等方面。
在宏观经济预测中,时间序列计量经济学模型可以通过对经济指标的预测,揭示经济增长趋势和周期性波动的规律,帮助政府和企业制定经济政策和战略。
应用时间序列分析(第6版)PPTch7
对数序列时序图
对数序列1阶差分后时序图
异方差变换的普适性和局限性
• 普适性
• 由于很多经济和金融变量都具有方差随着均值递增而递增的特点,所以在实务领域,经 济学家和金融研究人员都会在建模之前先对序列进行对数变换,希望能消除方差非齐。
• 局限性
• 残差序列的方差与原序列均值之间的关系非有各种可能,不一定就是线性递增关系。所 以并不是所有序列都能使用对数变换进行异方差信息提取。
• 集群效应是很多经济和金融序列都具有的波动特征。1963年,Benoit Mandelbrot就 指出: 在金融市场中数据通常比正态分布存在更多异常值,且具有集群效应。
• 集群效应的产生原因,通常认为是经济市场和金融市场的波动易受谣言、政局变动、政府 货币与财政政策变化等诸多因素的影响
• 一旦某个影响因素出现,市场会大幅波动,以消化这个影响,这就出现密集的大幅波 动。
• 在方差齐性的假定下,向前做1期预测,很容易预测出1977年3季度物价指数的 95%的波动范围为
(Pˆt1 1.96 23106 , Pˆt1 1.96 23106 )
波动性分析产生的背景
• 但是Engle以经济学家的经验,认为这个预测的置信区间偏小,与实际情况严重不 符。因为从1974年开始物价指数的平均波动等于
条件异方差模型
07
本章内容
01
异方差的问题
02
方差齐性变换
03
ARCH模型
04
GARCH模型Βιβλιοθήκη 05GARCH衍生模型
方差齐性假定的重要性
• 我们在前面介绍的模型拟合方法(ARIMA模型,因素分解模型)都属于对序列均 值的拟合方法
xˆt1 =E(xt1)
时间序列计量经济学模型的理论与方法
⒉经典回归模型与数据的平稳性
• 经典回归分析暗含着一个重要假设:数据是平稳的。
• 数据非平稳,大样本下的统计推断基础——“一致 性”要求——被破怀。
• 经典回归分析的假设之一:解释变量X是非随机变 量
• 放宽该假设:X是随机变量,则需进一步要求: (1)X与随机扰动项 不相关∶Cov(X,)=0
(2)
(Xi X)2/n
依概率收敛: P li(m (X iX )2/n )Q n
第(1)条是OLS估计的需要
第(2)条是为了满足统计推断中大样本下的“一致
性”特性P:lim(ˆ) n
注意:在双变量模型中:
ˆxiui xiui/n
xi2
xi2/n
因此: P li m ˆP li m xiui/n0
时间序列分析已组成现代计量经济学的重要内
容,并广泛应用于经济分析与预测当中。
二、时间序列数据的平稳性
时间序列分析中首先遇到的问题是关于时间序列 数据的平稳性问题。
假定某个时间序列是由某一随机过程(stochastic process)生成的,即假定时间序列{Xt}(t=1, 2, …) 的每一个数值都是从一个概率分布中随机得到,如果 满足下列条件:
n
P lim xi2/n Q
▲如果X是非平稳数据(如表现出向上的趋势), 则(2)不成立,回归估计量不满足“一致性”,基 于大样本的统计推断也就遇到麻烦。
⒊ 数据非平稳,往往导致出现“虚假回归” 问题
表现在:两个本来没有任何因果关系的变量,却 有很高的相关性(有较高的R2):
例如:如果有两列时间序列数据表现出一致的变 化趋势(非平稳的),即使它们没有任何有意义的 关系,但进行回归也可表现出较高的可决系数。
金融计量学ch7 CARM实证
σ
2 M
[ E ( RMt ) − rf ]
上式中, Rit 表示资产i在t时期的收益,其中i = 1, 2,3,L , N ;Rmt表 示市场组合在t时期的收益; rf 表示无风险收益率;系数 σ i M σ2 即为值,这样 β 值度量的是资产i与整个市场的共同走势。 M
Rit − R ft = α i + bi ( Rmt − R ft ) + si SMBt + hi HMLt + ε it
其中,SMB为小规模公司的收益率与大规模公司的收益率之 差。HML是市净率高的公司收益率和市净率较低的公司收益率 的差。
三因素资产定价模型及其实证检验
二、三因素模型在上海股市的检验
HMLt = ( SH t + BH t ) / 2 − ( SLt − BLt ) / 2
SMBt = ( SLt + SM t + SH t ) / 3 − ( BLt + BM t + BH t ) / 3
金融计量学
复旦大学金融研究院 张宗新
第七章 资本资产定价模型实证研究
[学习目标] 熟悉BJS和FM检验方法; 掌握Fama-French三因素检验方法及其应 用; 掌握证券市场系统性风险计量方法; 了解无套利定价理论及其检验方法。
资本资产定价模型实证研究
传统CAPM模型检验方法与实证分析 第一节 传统 模型检验方法与实证分析
传统CAPM模型检验方法与实证分析
2、BJS检验方法 、 检验方法 B-J-S(1972)对CAPM检验,分为两步骤: 第1步:CAPM时间序列检验。 第2步:CAPM的横截面回归。
传统CAPM模型检验方法与实证分析
时间序列计量经济模型
程处于过渡阶段总是非平稳的。例如,飞机控制在
高度为 h 的水平向上飞行,由于受到大气湍流的影 响,实际飞行高度H(t)应在 h 水平面上下随机波动, H(t) 看作是平稳过程,但在升降阶段由于飞行的主 要条件随时间发生变化,因而H(t) 的主要特征也随 时间而变化,这时H(t) 是非平稳的。
二、随机过程的概念
有些随机现象,要认识它必须研究其发展变化 过程,这类随机现象已不能用一维或多维随机变量 来表达。
例1 在测量飞机的距离时存在随机误差,若以
e(t) 表示时刻t的测量误差,则它是一个随机变量,
飞机随时间t运动,测量误差也随时间t而变化,即
e(t) 是依赖于时间t的一族随机变量。则{e(t)}是一随
我们把
rt-s= Cov(Yt , Ys) 称为时间序列 {Yt} 的自相关函数。
自相关函数法就是看自相关函数是否为不随 时间变化的常数,若是则为平稳的。否则是非平 稳的。
一、单位根检验
在Yt = m + g Yt-1 + et 中,若m = 0,则有 Yt = g Yt-1 + et
称时间序列为1阶自回归过程,记为AR(1)。可以证
根据这一分布所作的检验称为DF检验。
步骤如下:
(1)用OLS估计一阶自回归模型
Yt = g Yt-1 + et
得到 g 的估计量 gˆ ;
(2)提出假设 H0: g = 1,计算常规 t 统计量:
t
gˆ g SEˆ (gˆ)
(3)查DF检验临界值表得临界值,检验:若t统计
量值大于或等于DF检验临界值,则拒绝原假设 ,
明当︱g ︱< 1时,是平稳的,其他情况是非平稳的。
时间序列计量经济学模型的理论与方法 共95页
三、平稳性检验的图示判断
• 给出一个随机时间序列,首先可通过该 序列的时间路径图来粗略地判断它是否 是平稳的。
• 一个平稳的时间序列在图形上往往表现 出一种围绕其均值不断波动的过程;
• 而非平稳序列则往往表现出在不同的时 间段具有不同的均值(如持续上升或持 续下降)。
例 6.1.4 检验中国
GDP 时间序列的平稳性。
年份 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985
表 6.1.2 1978~2000 年中国
GDP (单位:亿元)
GDP
年份
GDP
年份
3605.6
1986 10132.8
1994
4073.9
1987
11784
2019
不难验证:1)||>1时,该随机过程生成的时间序列是 发散的,表现为持续上升(>1)或持续下降(<-1), 因此是非平稳的;
2)=1时,是一个随机游走过程,也是非平稳的。
第二节中将证明:只有当-1<<1时,该随机过程 才是平稳的。
• 1阶自回归过程AR(1)又是如下k阶自回归AR(K)过 程的特例:
因此: P li m ˆP li m xiui/n0
n
P lim xi2/n Q
▲如果X是非平稳数据(如表现出向上的趋势), 则(2)不成立,回归估计量不满足“一致性”,基 于大样本的统计推断也就遇到麻烦。
⒊ 数据非平稳,往往导致出现“虚假回归” 问题
表现在:两个本来没有任何因果关系的变量,却 有很高的相关性(有较高的R2):
第7章 时间序列计量经济模型
– 平行/面板数据(panel data/time-series cross-section data)
• 时间序列数据是最常见,也是最常用到的数据。 • 经典回归分析暗含着一个重要假设:数据是平稳的。
• 数据非平稳,大样本下的统计推断基础——“一致 性”要求——被破怀。
• 数据非平稳,往往导致出现“虚假回归” (Spurious Regression)问题。
从△GDPC(-1)的参 数值看,其统计量 的值大于临界值, 不能拒绝存在单位 根的零假设。同时, 由于常数项的t统计 量也小于AFD分布 表中的临界值,因 此不能拒绝不存在 趋势项的零假设。 需进一步检验模型1。
• 检验ΔGDPC,模型1
•从△GDPC(-1)的 参数值看,其统计 量的值大于临界值 (单尾),不能拒 绝存在单位根的零 假设。至此,可断 定△GDPC时间序 列是非平稳的。
X t ( 1) X t 1 位根,就是时间序列平稳 性的单位根检验。
• 一般检验模型
X t X t 1 t X t X t 1 t
零假设 H0 :=0 备择假设 H1:<0
宽平稳、广义平稳
• 白噪声(white noise)过程是平稳的: Xt=t , t~N(0,2)
• 随机游走(random walk)过程是非平稳的: Xt=Xt-1+t , t~N(0,2) Var(Xt)=t2 • 随机游走的一阶差分(first difference)是平 稳的: Xt=Xt-Xt-1=t ,t~N(0,2)
0.05 -3.60 -3.50 -3.45 -3.43 -3.42 -3.41 3.20 3.14 3.11 3.09 3.08 3.08 2.85 2.81 2.79 2.79 2.78 2.78
第十一章__时间序列计量经济模型
*第十章时间序列计量经济模型1时间序列数据被广泛地运用于计量经济研究。
经典时间序列分析和回归分析有许多假定前提,如序列的平稳性、正态性等,,如果直接将经济变量的时间序列数据用于建模分析,χ等检验才具有较高的实际上隐含了这些假定。
在这些假定成立的条件下,进行的t、F、21本章内容本科教学供选择可靠度。
但是,越来越多的经验证据表明,经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的。
那末,如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列来进行分析,会造成什么不良后果?如何判断一个时间序列是否为平稳序列?当我们在计量经济分析中涉及到非平稳时间序列时,应作如何处理呢?这就是本章要讨论的基本内容。
第一节时间序列计量经济分析的基本概念一、伪回归问题经典计量经济学建模过程中,通常假定经济时间序列是平稳的,而且主要以某种经济理论或对某种经济行为的认识来确立计量经济模型的理论关系形式,借此形式进行数据收集、参数估计以及模型检验,这是20世纪70年代以前计量经济学的主导方法。
然而,这种方法所构建的计量经济模型在20世纪70年代出现石油危机后引起的经济动荡面前却失灵了。
这里的失灵不是指这些模型没能预见石油危机的出现,而是指这些模型无法预计石油危机的振荡对许多基本经济变量的动态影响。
因此引起了计量经济学界对经典计量经济学方法论的反思,并将研究的注意力转向宏观经济变量非平稳性对建模的影响。
人们发现,由于经济分析中所涉及的经济变量数据基本上是时间序列数据,而大多数经济时间序列是非平稳的,如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归分析,则可能会带来不良后果,如伪回归问题。
所谓“伪回归”,是指变量间本来不存在有意义的关系,但回归结果却得出存在有意义关系的错误结论。
经济学家早就发现经济变量之间可能会存在伪回归现象,但在什么条件下会产生伪回归现象,长期以来无统一认识。
直到20世纪70年代,Grange、Newbold研究发现,造成“伪回归”的根本原因在于时间序列变量的非平稳性。
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例.一个最简单的随机时间序列是一具有零均 值同方差的独立分布序列: Xt=µt , µt~N(0,σ2) 该序列常被称为是一个白噪声(white noise)。 白噪声( noise) 白噪声 由于Xt具有相同的均值与方差,且协方差为零,由 定义,一个白噪声序列是平稳的 一个白噪声序列是平稳的。 一个白噪声序列是平稳的 例 9.1.2 .另一个简单的随机时间列序被称为 随机游走( walk) 随机游走 ( random walk ) ,该序列由如下随机过程 生成:
一、问题的引出:非平稳变量与经典 问题的引出: 回归模型
⒈常见的数据类型
到目前为止,经典计量经济模型常用到的数据有: 到目前为止,经典计量经济模型常用到的数据有: • 时间序列数据 时间序列数据(time-series data); • 截面数据 截面数据(cross-sectional data) • 面板数据 面板数据(panel data/time-series crosssection data) ★时间序列数据是最常见,也是最常用到的数据。 时间序列数据是最常见,也是最常用到的数据 时间序列数据是最常见
n →∞ i
− X ) 2 / n) = Q
第(1)条是OLS估计的需要 第(2)条是为了满足统计推断中大样本下的“一致 P lim ˆ 性”特性: ( β ) = β
n →∞
注意:在双变量模型中: 注意:在双变量模型中:
ˆ = β + ∑ xi u i = β + ∑ xi u i / n β ∑ xi2 ∑ xi2 / n
• 然而,对X取一阶差分 first difference 一阶差分(first difference): 一阶差分 ∆Xt=Xt-Xt-1=µt 由于µt是一个白噪声,则序列{Xt}是平稳的。 后面将会看到:如果一个时间序列是非平稳的, 后面将会看到:如果一个时间序列是非平稳的, 它常常可通过取差分的方法而形成平稳序列。 它常常可通过取差分的方法而形成平稳序列。 • 事实上,随机游走过程是下面我们称之为1阶自回 事实上,随机游走过程是下面我们称之为 是下面我们称之为1 AR(1 过程的特例 归AR(1)过程的特例 Xt=φXt-1+µt 不难验证: )|φ|>1 不难验证 :1)|φ|>1时 , 该随机过程生成的时间序列 是发散的, 表现为持续上升( 或持续下降( 是发散的 , 表现为持续上升 (φ>1) 或持续下降 (φ<因此是非平稳的; 1),因此是非平稳的;
二、时间序列模型的基本概念
• 随机过程:随时间由随机变量组成的一个 随机过程: 有序序列称为随机过程。 ,t∈T}表示 表示。 有序序列称为随机过程。用{xt,t∈T}表示。 简记为{x 简记为{xt}或xt。 • 时间序列:随机过程的一次观测结果称为 时间序列: 时间序列。也用{x ,t∈T}表示 表示, 时间序列。也用{xt,t∈T}表示,并简记为 {xt}或xt。 • 随机过程和时间序列一般分为两类。一类 随机过程和时间序列一般分为两类。 是离散型的,一类是连续型的。 是离散型的,一类是连续型的。
2)φ=1时 是一个随机游走过程,也是非平稳的。 2)φ=1时,是一个随机游走过程,也是非平稳的。 第二节中将证明:只有当-1<φ<1时 第二节中将证明:只有当-1<φ<1时,该随机过程 才是平稳的。 才是平稳的。 • 1 阶自回归过程 AR(1) 又是如下 k 阶自回归 AR(K) 过 阶自回归过程AR( 又是如下k阶自回归AR(K) AR(1 AR(K)过 的特例: 程的特例: Xt= φ1Xt-1+φ2Xt-2…+φkXt-k + 该随机过程平稳性条件将在第二节中介绍。 该随机过程平稳性条件将在第二节中介绍。
因此:
ˆ = β + P lim ∑ xi u i / n = β + 0 = β P lim β n →∞ Q P lim ∑ xi2 / n
▲如果X是非平稳数据(如表现出向上的趋势),则 如果X是非平稳数据(如表现出向上的趋势),则 如果 ), 不成立,回归估计量不满足“一致性” (2)不成立,回归估计量不满足“一致性”,基于 大样本的统计推断也就遇到麻烦。 大样本的统计推断也就遇到麻烦。
Xt=Xt-1+µt
这里, µt是一个白噪声。
容易知道该序列有相同的均值 均值:E(Xt)=E(Xt-1) 均值 为了检验该序列是否具有相同的方差,可假设Xt的 初值为X0,则易知 X1=X0+µ1 X2=X1+µ2=X0+µ1+µ2 … … Xt=X0+µ1+µ2+…+µt + 由于X0为常数,µt是一个白噪声,因此Var(Xt)=tσ2 的方差与时间t 有关而非常数, 即 Xt 的方差与时间 t 有关而非常数 , 它是一非平稳序 列。
rk
1
rk
1
0
k
0
k
(a) (b) 图 9.1.2 平稳时间序列与非平稳时间序列样本相关图
⒉经典回归模型与数据的平稳性
• 经典回归分析暗含着一个重要假设:数据是平稳的。 经典回归分析暗含着一个重要假设:数据是平稳的。 暗含着一个重要假设 • 数据非平稳,大样本下的统计推断基础 数据非平稳,大样本下的统计推断基础——“一致 一致 要求——被破怀。 被破怀。 性”要求 被破怀 • 经典回归分析的假设之一:解释变量X是非随机变 经典回归分析的假设之一:解释变量X 量 • 放宽该假设:X是随机变量,则需进一步要求: 放宽该假设: 是随机变量,则需进一步要求: (1)X 不相关∶Cov(X,µ (1)X与随机扰动项 µ 不相关∶Cov(X,µ)=0 (2) ∑ ( X i − X ) 2 / n 依概率收敛: P lim (∑ ( X 依概率收敛:
Xt
Xt
t (a) (b) 图 9.1 平稳时间序列与非平稳时间序列图
t
• 进一步的判断: 检验样本自相关函数及其图形 定 义 随 机 时 间 序 列 的 自 相 关 函 数 ACF) (autocorrelation function, ACF)如下: ρk=γk/γ0 γ γ 自相关函数是关于滞后期k的递减函数。 自相关函数是关于滞后期k的递减函数。 实际上,对一个随机过程只有一个实现(样本), 实际上,对一个随机过程只有一个实现(样本), 样本自相关函数( 因此,只能计算样本自相关函数 因此,只能计算样本自相关函数(Sample function)。 autocorrelation function)。
CH7 时间序列计量经济模型
November ,2011
第一节 时间序列的基本概念 第二节 单位根检验 第三节 协整分析 第四节 误差修正模型
ห้องสมุดไป่ตู้7.1 时间序列的基本概念
问题的引出: 一、问题的引出:非平稳变量与经典回归模型 二、时间序列的基本概念 三、时间序列数据的平稳性 四、平稳性的图示判断
三、时间序列数据的平稳性
• 给出一个随机时间序列,首先可通过该 序列的时间路径图 时间路径图来粗略地判断它是否 时间路径图 是平稳的。 • 一个平稳的时间序列 平稳的时间序列在图形上往往表现 平稳的时间序列 出一种围绕其均值不断波动的过程; • 而非平稳序列 非平稳序列则往往表现出在不同的时 非平稳序列 间段具有不同的均值(如持续上升或持 续下降)。
数据非平稳,往往导致出现“虚假回归” ⒊ 数据非平稳,往往导致出现“虚假回归”问 题
表现在:两个本来没有任何因果关系的变量, 表现在:两个本来没有任何因果关系的变量,却 有很高的相关性(有较高的R2): 有很高的相关性 例如: 例如:如果有两列时间序列数据表现出一致的 变化趋势(非平稳的),即使它们没有任何有意义 的关系,但进行回归也可表现出较高的可决系数。 在现实经济生活中: 在现实经济生活中 情况往往是实际的时间序列数据是非平稳的 实际的时间序列数据是非平稳的, 实际的时间序列数据是非平稳的 而且主要的经济变量如消费、收入、价格往往表现 为一致的上升或下降。这样,仍然通过经典的因果 仍然通过经典的因果 关系模型进行分析,一般不会得到有意义的结果。 关系模型进行分析,一般不会得到有意义的结果。
一个时间序列的样本自相关函数定义为: 一个时间序列的样本自相关函数定义为:
rk =
∑ (X
t =1
n−k
t n
− X )(X t + k − X )
t
∑ (X
t =1
− X)
2
k = 1,2,3, ⋯
易知, 随着k的增加, 样本自相关函数下降且趋 易知 , 随着 k 的增加 , 于零。 但从下降速度来看, 于零 。 但从下降速度来看 , 平稳序列要比非平稳 序列快得多。 序列快得多。
11
• 滞后算子: 滞后算子:
• 用L表示一阶滞后算子,定义 表示一阶滞后算子, • Lxt=xt-1 • 则k阶滞后算子定义为 • Lkxt=xt-k
12
时间序列分析中首先遇到的问题 首先遇到的问题是关于时间序 首先遇到的问题 列数据的平稳性 平稳性问题。 平稳性 假定某个时间序列是由某一随机过程 假定某个时间序列是由某一随机过程 process)生成的, (stochastic process)生成的,即假定时间序列 {Xt}(t=1, 2, …)的每一个数值都是从一个概率分 ) 布中随机得到,如果满足下列条件: 布中随机得到,如果满足下列条件: 均值E(X )=µ 与时间t 无关的常数; 1)均值E(Xt)=µ是与时间t 无关的常数; 方差Var(X )=σ 与时间t 无关的常数; 2)方差Var(Xt)=σ2是与时间t 无关的常数; 协方差Cov(X )=γ 是只与时期间隔k 3)协方差Cov(Xt,Xt+k)=γk 是只与时期间隔k有 与时间t 无关的常数; 关,与时间t 无关的常数; 则称该随机时间序列是平稳的 stationary) 平稳的( 则称该随机时间序列是平稳的(stationary),而 平稳随机过程( 该随机过程是一平稳随机过程 该随机过程是一平稳随机过程(stationary process)。 stochastic process)。