基于图解法的自回归条件异方差模型的测验参数(IJEM-V2-N2-11)

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李子奈《计量经济学》(第4版)笔记和课后习题(含考研真题)详解

李子奈《计量经济学》(第4版)笔记和课后习题(含考研真题)详解

李子奈《计量经济学》(第4版)笔记和课后习题(含考研真题)详解李子奈《计量经济学》(第4版)笔记和课后习题详解第1章绪论一、计量经济学1计量经济学计量经济学,又称经济计量学,是由经济理论、统计学和数学结合而成的一门经济学的分支学科,其研究内容是分析经济现象中客观存在的数量关系。

2计量经济学模型(1)模型分类模型是对现实生活现象的描述和模拟。

根据描述和模拟办法的不同,对模型进行分类,如表1-1所示。

表1-1 模型分类(2)数理经济模型和计量经济学模型的区别①研究内容不同数理经济模型的研究内容是经济现象各因素之间的理论关系,计量经济学模型的研究内容是经济现象各因素之间的定量关系。

②描述和模拟办法不同数理经济模型的描述和模拟办法主要是确定性的数学形式,计量经济学模型的描述和模拟办法主要是随机性的数学形式。

③位置和作用不同数理经济模型可用于对研究对象的初步研究,计量经济学模型可用于对研究对象的深入研究。

3计量经济学的内容体系(1)根据所应用的数理统计方法划分广义计量经济学根据所应用的数理统计方法包括回归分析方法、投入产出分析方法、时间序列分析方法等;狭义计量经济学所应用的数理统计方法主要是回归分析方法。

需要注意的是,通常所述的计量经济学指的是狭义计量经济学。

(2)根据内容深度划分初级计量经济学的主要研究内容是计量经济学的数理统计学基础知识和经典的线性单方程计量经济学模型理论与方法;中级计量经济学的主要研究内容是用矩阵描述的经典的线性单方程计量经济学模型理论与方法、经典的线性联立方程计量经济学模型理论与方法,以及传统的应用模型;高级计量经济学的主要研究内容是非经典的、现代的计量经济学模型理论、方法与应用。

(3)根据研究目标和研究重点划分理论计量经济学的主要研究目标是计量经济学的理论与方法的介绍与研究;应用计量经济学的主要研究目标是计量经济学模型的建立与应用。

理论计量经济学的研究重点是理论与方法的数学证明与推导;应用计量经济学的研究重点是建立和应用计量模型处理实际问题。

混合自回归条件异方差模型的谱分析

混合自回归条件异方差模型的谱分析

平稳 过程 { t=0 Y, ,±1 … }的谱 表示 本质 上是将 { , Y}分解 为互不 相关 随机 系数 正弦分 量之 和.与
平稳过 程 {, 的谱分 解相 应 的是 其 自协方 差 函数 也 可 以分解 为 正 弦分 量 之 和.确定 性 函数 的 F uir Y} o r 表 e 示是 与平稳过 程谱 分解类 似 而又为读 者更 为熟悉 的内容.时 间序列 的频 域分 析就 是 以这两 类谱 表 示为 工 具 对平稳 序列 进行分 析.基 于 自协方 差 函数 时间序 列 的 时域 分 析 为研 究 时 间序 列 提供 了另一 种 方法 , 但
第 9卷
第1 期
南 京 工 程 学 院 学 报 (自然 科 学 版 )
J u n l。 N ni gI s tt fT c n l ̄' N trlS in e E io ) o r a f a j n t ueo e h oo ( au a ce c dt n n M a .,2 1 r 01
21 0 1年 3月
文 章 编 号 :6 2— 5 8 2 1 )1— 0 1 0 17 25 (0 10 0 0 — 4
混 合 自 回归 条 件 异 方 差 模 型 的 谱 分 析
朱 文 刚 , 正 亮 茹
( 南京 工程 学院基础 部 , 苏 南 京 2 16 ) 江 1 17
h t ocdsc( R A C e rseat MA — R H) m dlad dsusd prm t sma o n rbe so eet gamoe.I hs e i oe n i se aa e ret tn ad pol fslcn d1 n ti c e i i m i
C u h n t a, g n rl e te i ue u rges e ( R) m d l o a mi u e a t e r s e c n io a h n S a e l e ea z d h m x r i t a t e rsi o v MA o e x r u rge i o dt n l t t o sv i

计量经济学第五章

计量经济学第五章
• 首先估计出一般方程 • View/Coefficient Tests/Redundant
Variables-Likelihood Ratio • 出现对话框时,写入删除变量名--OK • 对比删除前后的AIC与SC信息值,信息
值小的结论是应采纳的。
9
用Eviews的误设定检验3
• 第一,估计出简单(单纯)方程 • 第二,在命令窗口上写入genr v_hat=resid 或者 Procs/Generate Series中 v_hat=resid 发现 v_hat • 第三,估计出新的回归方程
无约束模型(U)
有约束模型(K) (general to simple)
计算统计量F
F=(RSSK-RSSu)/J RSSu/(n-k-1)
~F(J, n-k)
J 为表示约束条件数, K 为表示自变量数 或者 应估计的参数数, n 为表示样本数(obs)
4
2. LM检验(Lagrange Multiplier
多重共线性多出现在横截面资料上。
16
三、异方差性的检验及对策
Var(ℇi)≠Var(ℇj) (i≠j)时, ℇi中存在异方差性(Herteroskedasticity)。 即随机项中包含着对因变量的影响因素。 异方差性多发生在横截面资料上。
17
异方差性的检验
1.图示检验法 如模型为Yi=0+1X1i+2X2i+…+ℇi 时,
7
用Eviews的误设定检验1
• 首先估计出简单(单纯)方程 • View/Coefficient Tests/Omitted
Variables-Likelihood Ratio • 出现对话框时,写入新变量名 OK • 检验结果出现在上端,如果P值很小时, 拒

ccc-garch广义自回归条件异方差模型

ccc-garch广义自回归条件异方差模型

ccc-garch广义自回归条件异方差模型什么是广义自回归条件异方差模型(GARCH)?广义自回归条件异方差模型(Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity Model,简称GARCH模型)是一种用于描述时间序列数据中异方差性的模型。

GARCH模型是由Engle在1982年首次提出的,是对传统的自回归条件异方差模型(ARCH)的改进和扩展。

GARCH模型是一种统计模型,可以通过对数据序列进行拟合来捕捉其异方差性。

在金融学中,GARCH模型常常被用于建立金融资产价格的波动模型,从而用于风险管理和金融衍生品的定价等方面。

GARCH模型的原理是基于以下两个主要假设:第一,时间序列数据存在自回归关系,即当前观测值与过去的观测值相关;第二,时间序列数据的方差存在自回归条件异方差的特性,即方差的变动与过去的方差相关。

GARCH模型可以通过对这种自回归关系进行建模来预测未来的波动情况。

GARCH模型的一般形式可以表示为:\[r_t = \mu + \epsilon_t = \mu + \sigma_t \cdot z_t\]其中,\(r_t\)是时间序列数据的观测值,\(\mu\)是均值,\(\epsilon_t\)是误差项,\(\sigma_t\)是方差,\(z_t\)是一个标准正态分布随机变量。

GARCH模型的关键是对方差进行建模,一种常用的方式是使用ARCH效应和GARCH效应。

ARCH效应是指方差与过去的观测值相关,可以表示为:\[\sigma_t^2 = \alpha_0 + \sum_{i=1}^{p} \alpha_i \epsilon_{t-i}^2\]其中,\(\alpha_0\)是常数,\(\alpha_i\)是ARCH参数,\(p\)是ARCH阶数。

ARCH效应通过利用过去的观测值来预测当前的方差。

GARCH效应是指方差与过去的预测误差相关,可以表示为:\[\sigma_t^2 = \alpha_0 + \sum_{i=1}^{p} \alpha_i \epsilon_{t-i}^2 +\sum_{j=1}^{q} \beta_j \sigma_{t-j}^2\]其中,\(\beta_j\)是GARCH参数,\(q\)是GARCH阶数。

大连理工大学智慧树知到“工程管理”《计量经济学》网课测试题答案4

大连理工大学智慧树知到“工程管理”《计量经济学》网课测试题答案4

大连理工大学智慧树知到“工程管理”《计量经济学》网课测试题答案(图片大小可自由调整)第1卷一.综合考核(共15题)1.在计量模型中,被认为具有一定概率分布的随机变量的是()。

A.内生变量B.外生变量C.虚拟变量D.解释变量2.在一元线性回归模型中,方程显著性检验与变量显著性检验是一致的。

()A.正确B.错误3.参数估计量是以公式形式得到的参数估计结果,是非随机变量。

参数估计是将具体的样本观察数据代入参数估计公式得到的参数估计结果,是具体的数值。

()A.正确B.错误4.如果回归模型违背了无自相关假定,最小二乘估计量是()。

A.无偏的、非有效的B.有偏的、非有效的C.无偏的、有效的D.有偏的、有效的5.多重共线性解决方法主要有()。

A.保留重要的解释变量,去掉次要的或可替代的解释变量B.利用先验信息改变参数的约束形式C.变幻模型的形式D.综合使用时间数据与截面数据6.可行的广义差分法修正序列相关得到的参数估计量满足BLUE性质。

()A.正确B.错误7.可以用g统计量作为检验是否存在安全一阶序列相关的统计量。

()A.正确B.错误8.如果方差膨胀因子VIF=15,则认为()问题是严重的。

A.异方差问题B.序列相关问题C.多重共线性问题D.解释变量与随机项的相关性9.对于Koyck变换得到的自回归模型与自适应预期模型,估计方法可采用()。

A.加权最小二乘法B.广义差分法C.普通最小二乘法D.工具变量法10.在工具变量的选取中,下面哪一个条件不是必须的?()A.与所替代的随机解释变量高度相关B.与随机干扰项不相关C.与模型中的其他解释变量不相关D.与被解释变量存在因果关系11.{图}A.异方差B.多重共线性C.序列相关D.随机解释变量12.如果两个变量都是一阶单整的,则()。

A.这两个变量一定存在协整关系B.这两个变量一定不存在协整关系C.相应的误差修正模型一定成立D.是否存在协整关系还需进行检验13.用滞后被解释变量作解释变量,若要检验序列相关,DW检验不再适用。

线性约束下的异方差回归模型参数的广义最小二乘估计_胡俊航

线性约束下的异方差回归模型参数的广义最小二乘估计_胡俊航
[ 6]
X* cY* -
K= 2[H( X* cX* )Hc]
C
- 1
{ H[ ( X* cX* )
- 1
X* cY* ] - c} ( 7)
把 ( 7) 代入 ( 6) 得
X 收稿日期: 2009- 02- 24 作者简介: 胡俊航, 男, 河南质量工程职业学院经贸与管理系讲师, 理学硕士。
# 36 #
# 37 #
2 diag( R2 1, R2 ,
这里 K 是待定的 q @ 1 向量。对 ( 3) 两边分别求关于 B, K的偏导数并 令其等于 0 得 9 L( B, K ) = - 2X* cY* + 2X* cX* B+ HcK = 0 9B 9 L( B, K ) = HB- c= 0 9B ( 4) ( 5)
X)
- 1
X c5
- 1
Y
根据 ( 11) , ( 9) 可以写成 B= B- ( X c5 - 1X) - 1Hc[ H( X c5 - 1X) H c] - 1( H B- c) ( 12) 由 ( 12) , 模型 ( 1) 残差平方和 RSS( Bc) = ( Y - XBc)c( Y- XBc) = ( Y- X B) c( Y- X B) + { (X c5 - 1X) - 1Hc[ H( X c5 - 1X)Hc] - 1 (H B- c) } .X cX{ ( X c5 - 1X) - 1Hc[ H( X c5 - 1X) Hc] - 1( H B- c) } = ( Y - X B)c( Y- X B) + ( B- B cc)cX cX( B- B c c) = RSS( B) + ( B- B cc) XX c( B- B cc) > RSS( B) ( 13) 由此可见 , 线性约束 的异方 差回归 模型参 数的 广义最 小二乘估计的残差平方和比无约束的异方差回归模型参数

eviews异方差的检验

eviews异方差的检验

田青帆1006010131 国贸1001班建立模型Y t=β1+β2X t+uX:1994-2011年中国国内生产总值Y:1994-2011年中国进口总额数据来源:国泰安数据服务中心/p/sq/一、异方差的检验1、图示法由上图可以看出,残差平方项e2随X的变动而变动,一次,模型很可能存在异方差,但是否确实存在异方差还应通过更进一步的检验。

2、等级相关系数检验t值为29.48788,自由度为18-2=16在95%的显著水平下,查表可得t0.025(16)=2.1199t>t0.025(16),说明X i和|e i|之间存在系统关系,则说明模型中存在异方差3、戈德菲尔德-夸特检验(样本分段比检验)在本例中,样本容量为18,删去中间4个观测值,余下部分平分的两个样本区间:1-7和12-18,他们的样本数都是7个,用OLS方法对这两个子样本进行回归估计,结果如下图所示计算检验统计量FF=[RSS2/(n2-k)] ÷[RSS1/(n1-k)]n2-k=n1-k=7-2=5F=RSS2/RSS1=4588102/229037.4=20.03在95%的显著水平下,查表可得F0.05(5,5)=5.05 F>F0.05(5,5)所以,模型存在异方差4、戈里瑟(Glejser)检验用残差绝对值建立的回归模型为|e i|=α1+α2 (1/X i)由上表可知,回归模型为|e i|=1416.049+10.37101(1/X i)≠0,则存在异方差α25、怀特检验由上图可知:P值=0.017140﹤0.05,所以存在异方差二、异方差的修正(加权最小二乘法)1、选择1/x为权数,即对模型两边同时乘以1/x,使用最小二乘法进行回归估计,所得结果如下:由上图可知,P值=0.0001﹤0.05,模型依然存在异方差2、选择1/|e|为权数,即对模型两边同时乘以1/|e|,使用最小二乘法进行回归估计,所得结果如下:此时,P值=0.2139>0.05,将异方差模型变成了同方差。

计量学-向量自回归和自回归条件异方差模型

计量学-向量自回归和自回归条件异方差模型
出 Ψ中s 所有元素。
33
第二节 自回归条件异方差模型
许多学者在分析通货膨胀、汇率、股票 价格等金融时间序列时,都发现时间序 列模型扰动方差的稳定性比通常认为的 差,时间序列数据也存在异方差问题。
经济时间序列数据的这种方差变化也称 为波动集聚性(volatility clustering), 对于研究和控制金融风险等非常有用。
似然比检验实际上就是把不同约束,有约束和 无约束的参数估计、最大似然估计分别代入上 述似然函数,根据是否有显著差异说明参数约 束或者所对应的检验假设是否成立。
24
阶H滞0 :后一的组高变斯量向数量据自由回p归0 阶生而成不。是p1 p0 H1 :这组变量数据是由 p1 p0 阶滞后的 高斯向量自回归生成。
f (Y , YT , ,Y1 Y0 , ,Y p1 T , Y1 Y0 , , Y p1 ; θ)
因为 η Φ1Yt1 Φ pYt p 在时期t为常 数,而 εt ~ iidN[0,Ω],因此
Yt Yt1, Yt2,, Y p1 ~ N[η Φ1Yt1 ΦpYt p ,Ω]
17
1
n1 1,t 1
Y (1)
nn n,t 1
Y ( p)
n1 1,t p
Y ( p) nn n,t p
nt
8
这个展开形式上与一般联立方程组模型相似, 但其实有本质差异:
1、VAR模型不强调变量之间关系的理论根据,模 型形式、变量、滞后期数等并不以特定经济理 论为依据,模型变量也不存在内生、外生之分, 每个方程都包含所有的变量;
18
向量自回归模型的(条件)似然函数为:
L(θ)
f YT ,
,Y1 Y0 ,
(Y , ,Y p1
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edge between two vertices denotes that the two variables have causal relations or dependence. The direction of an edge between two vertices is determined by both time and partial correlation. We show that the coefficient of GARCH model deformation is the partial correlation coefficient after removing the linear effects of the other components of the time series. A new procedure with graphical approach is proposed to test the coefficients of GARCH model. 2. Time series chain graph and garch model We introduce a time series chain graph (TSC-graph) by firstly giving the definition of a graph over a finite and nonempty set V . Let G (V , E ) , elements in V are called vertices, and E is a set of directed or undirected edges denoted as a b, a b. a b is called directed edges, while a b is called the undirected edge. Suppose that X ( X1 (t ), X 2 (t ), , X d (t )) is a d-dimensional stationary time series. The TSC-graph of the stationary process
X is the graph GTS (VTS , ETS ) where VTS V Z with V {1, 2, Z being an integer set, and the edge set ETS satisfies
1) 2)
, d} and
(a, t u) (b, t ) ETS u 0 or X a (t u) X b (t ) | X (t ) \{X a (t u)} (a, t u) (b, t ) ETS u 0 or X a (t ) X b (t ) | XV (t ) {X V \{a,b} (t )}
where
X t t t q 2 i X t2i 0 t i 1
where
For stationary ARCH(q) model (2.1)
{ t } is i.i.d. Normal random with mean zero and variance 1 and 0 0, i 0(i 1,
* Corresponding author. E-mail address: cyclie@
72
Testing Coefficients of Autoregressive Conditional Heteroskedasticity Models by Graphical Approach
I.J. Engineering and Manufacturing, 2012,2, 71-78
Published Online April 2012 in MECS () DOI: 10.5815/ijem.2012.02.11 Available online at /ijem
q
, q).
Simple transformation is given as follows:
X t2 0 i X t2i t
where t Let
(2.2)
( 1) is uncorrelated time series with mean zero and variance 1 .
q
i 1 2 2 t t
Yt X t2 , then
(2.3) the auto-regressive conditional heteroskedasticity, we need to test
Yt 0 iYt i t
i 1
H 0 : i 0(i 1,
73
Since we only deal with univariate time series,
VTS
in TSC-graph
GTS (VTS , ETS ) is
Z { , 1,0,1, } , each vertex represents one component of Yt at some time. As an ustration, Fig. 1 presents a TSC graph GTS for ARCH(2) time series Yt ,where t 2 t denotes that Yt 2 is causal for Yt
Abstract The graphical approach is applied to the autoregressive conditional heteroskedasticity time series models. After transformation, it is shown that the coefficients of GARCH model are the conditional correlation coefficients conditioned on the other components of the time series, then a new method is proposed to test the significance of the coefficients of GARCH model. Index Terms: Time Series Chain Graph; ARCH; GARCH © 2012 Published by MECS Publisher. Selection and/or peer review under responsibility of the Research Association of Modern Education and Computer Science. 1. Introduction Financial economists are concerned with modelling dependence in asset returns. Observations in return series of financial assets observed at daily are uncorrelated or nearly uncorrelated, the series contain higherorder dependence. The models of autoregressive conditional heteroskedasticity (ARCH)[1] form the most popular way of parameterizing this dependence. Its generalization, the Generalized ARCH (GARCH) model[2] is a more parsimonious model of the conditional variance than a high-order ARCH model, most users prefer it to the simpler ARCH alternative. Graphical models have become an important method for the analyzing multivariate data[3-6]. Recently they have been introduced to model dependence structures among multivariate time series[7-11]. Graphs to describe multivariate time series can be classified basically into the time series chain graph, partial correlation graph and Granger causality graph. In this paper, we express the autoregressive conditional heteroskedasticity models as time chain graphical models. In time series chain models, each vertex in a graph represents a separate variable at fixed time, and an
X A (t ) { X A (s), s t} denotes the past of the subprocess X A { X A (t )} at time t . Here it involves conditional orthogonality. For random vectors X , Y and Z , we call X and Y to be conditionally orthogonal given Z , denoted by X Y | Z , if X and Y are uncorrelated after the linear effects of Z have been removed.
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