潘省初计量经济学——第七章

为解决这类问题，研究人员提出了不少对传统 估计方法的改进建议，其中最重要的两项是对变量 的非平稳性 (non-stationarity) 的系统性检验和协整 (cointegration)。
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协整
协整分析被认为是上世纪八十年代中期以来计量 经济学领域最具革命性的进展。
简单地说，协整分析涉及的是一组变量，它们各自 都是不平稳的（含义是随时间的推移而上行或下行）， 但它们一起漂移。这种变量的共同漂移使得这些变量 之间存在长期的线性关系，因而使人们能够研究经济 变量间的长期均衡关系。如果这些长时间内的线性关 系不成立，则对应的变量被称为是“非协整的” 。
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一． 单位根 考察（7.8）式的一阶自回归过程，即
Xt=φXt－1+εt
（7.11）
其中εt为白噪声，此过程可写成
Xt－φXt－1=εt 或（1－φL）Xt = εt （7.12）
其中L为滞后运算符，其作用是取时间序列的滞后， 如Xt 的一期滞后可表示为L(Xt），即
L(Xt）= Xt－1
ΔXt=εt
（7.6)
这个一阶差分新变量ΔXt是平稳的，因为它就等 于白燥声εt，而后者是平稳时间序列。
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3、带漂移项的随机漫步 (Random walk with drift)
Xt=μ+Xt－1+εt
（7.7）
其中μ是一非0常数，εt为白燥声。
μ之所以被称为“漂移项”，是因为（7.7）式的 一阶差分为
例7.1 检验某国私人消费时间序列的平稳性。
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用表7.2中的私人消费（Ct）时间序列数据，估计 与（7.16）和（7.17）相对应的方程，分别得到如下
估计结果：
(1) △ =12330.48-0.01091 Ct-1 (t:) (5.138) (-1.339)
若 tδ>τ， 则接受原假设H0，即Xt非平稳。 若tδ＜τ，则拒绝原假设H0，Xt为平稳序列。
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Dickey和Fuller注意到τ临界值依赖于回归方程
的类型。因此他们同时还编制了与另外两种类型方
程中相对应的τ统计表，这两类方程是：
Hale Waihona Puke △Xt=α+δXt-1+εt 和
（7.16）
（3）协方差 Cov(Xt, Xt+k）= E [(Xt -μ)(Xt+k -μ)]＝ rk， t=1,2,…，k≠0 （7.3）
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3. 平稳性和非平稳性
通常情况下，我们所说的平稳性指的就是弱平稳性。 一般来说，如果一个时间序列的均值和方差在任何时间 保持恒定，并且两个时期t和t+k之间的协方差仅依赖于 两时期之间的距离（间隔或滞后）k，而与计算这些协 方差的实际时期t无关，则该时间序列是平稳的。
这类检验可用t检验进行，检验统计量为：
或
（7.14）
其中， 和 分别为参数估计值 和 的标准误差， 即
这里的问题是，（7.14）式计算的t值不服从t分布， 而是服从一个非标准的甚至是非对称的分布。因而 不能使用t分布表，需要用另外的分布表。
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二． Dickey-Fuller检验（DF检验） 迪奇（Dickey） 和福勒（Fuller）以蒙特卡罗模拟 为基础，编制了（7.14）中tδ统计量的临界值表，表中 所列已非传统的t统计值，他们称之为τ统计值。这些 临界值如表7.1所示。后来该表由麦金农（Mackinnon） 通过蒙特卡罗模拟法加以扩充。
序列无需差分即是平稳的。另一方面，如果一个序列
不管差分多少次，也不能变为平稳序列，则称为“非
单整的”。
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第二节 平稳性的检验
平稳性检验的方法可分为两类：传统方法和现代方 法。前者使用自相关函数(Autocorrelation function)， 后者使用单位根(Unit roots)。单位根方法是目前最常 用的方法，因此本节中，我们仅介绍单位根方法。
在δ=0的情况下，即若原假设为真，则相应的过程 是非平稳的。
换句话说，非平稳性或单位根问题，可表示为Φ=1 或δ=0。从而我们可以将检验时间序列Xt的非平稳性 的问题简化成在方程（7.11）的回归中，检验参数 Φ=1 是否成立或者在方程（7.13）的回归中，检验参 数δ=0是否成立。
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二． 几种有用的时间序列模型
1、白噪声（ White noise）
白噪声通常用εt表示，是一个纯粹的随机过程，满 足: （1）E(εt) = 0 , 对所有t成立； （2）V ar(εt) = σ2，对所有t成立； （3）Cov (εt, εt+k) = 0，对所有t和k≠0成立。
白噪声可用符号表示为：
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（7.11）式 Xt=φXt－1+εt 两端各减去Xt-1，我们得到
Xt－Xt－1= ΦXt－1－Xt－1+εt
即 ΔXt= δXt－1+εt
（7.13）
其中Δ是差分运算符，δ=Φ－1。
前面的假设
H0：φ= 1 Ha：φ＜1
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可写成如下等价形式： H0：δ= 0 Ha：δ＜0
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由上节所知，自回归过程Xt平稳的条件是其特征 方程的所有根的绝对值大于1。由于这里特征方程为 1－ΦL=0，该方程 仅有一个根L=1/φ ，因而平稳性 要求－1＜φ＜1。
因此，检验Xt的平稳性的原假设和备择假设为： H0：∣φ∣≥1 Ha：∣φ∣＜1
接受原假设H0表明Xt是非平稳序列，而拒绝原假 设（即接受备择假设Ha）则表明Xt是平稳序列。
εt～IID(0, σ2)
（7.4）
注：这里IID为Independently Identically Distributed（独立同分 布)的缩写。
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2、随机漫步（Random walk）
随机漫步是一个简单随机过程，由下式确定：
Xt = Xt－1+εt
（7.5）
其中εt为白噪声。
由于在实践中上述联合概率分布很难确定，我们 用随机变量Xt（t=1,2,…）的均值、方差和协方差代替 之，即所谓的“弱平稳性”。
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2. 弱平稳性 (weak stationarity)
一个时间序列是“弱平稳的”，如果：
（1）均值 E(Xt) =μ，t=1,2,…
（7.1）
（2 ）方差 Var(Xt) = E(Xt -μ)2 =σ2，t =1,2,…（7.2）
1－φ1L－φ2L2－φ3L3－……－φqLq = 0 （7.10） 的所有根的绝对值均大于1，则此过程（7.9）是平稳 的，否则为非平稳过程。
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三． 单整的时间序列（Integrated series）
从（7.6）可知，随机漫步序列的一阶差分序列 ΔXt = Xt－Xt-1是平稳序列。在这种情况下，我们说原 非平稳序列Xt是“一阶单整的”，表示为I(1)。
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实践中，上述原假设和备择假设采用如下形式：
这是因为，首先，可以假设
，因为绝大多数
经济时间序列确实如此；其次， 意味着
是爆炸性的，通常不予考虑，这意味着备择假设实
际上是
。
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单位根检验方法的由来
在Φ=1的情况下，即若原假设为真，则（7.11）就 是随机漫步过程（7.5），从上节得知，它是非平稳 的。因此，检验非平稳性就是检验Φ=1是否成立， 或者说，就是检验单位根是否存在。换句话说，单 位根是表示非平稳性的另一方式。这样一来，就将 对非平稳性的检验转化为对单位根的检验，这就是 单位根检验方法的由来。
Xt的均值：
E(Xt）= E(Xt-1+εt）= E(Xt－1) + E(εt) = E(Xt－1)
这表明Xt的均值不随时间而变。
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为求Xt的方差，对（7.5）式进行一系列置换： Xt = Xt－1+εt = Xt－2+εt-1+εt = Xt－3+εt-2+εt-1+εt
与此类似，若非平稳序列必须取二阶差分
(Δ2Xt=ΔXt－ΔXt-1)才变为平稳序列，则原序列是“二 阶单整的”，表示为I(2)。 一般地，若一个非平稳序 列必须取d阶差分才变为平稳序列，则原序列是“d阶 单整的”(Integrated of order d)，表示为I(d)。
由定义不难看出，I(0)表示的是平稳序列，意味着该
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2020/11/21
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第一节 时间序列分析的基本概念
经济分析通常假定所研究的经济理论中涉及的 变量之间存在着长期均衡关系。按照这一假定，在 估计这些长期关系时，计量经济分析假定所涉及的 变量的均值和方差是常数，不随时间而变。
然而，经验研究表明，在大多数情况下，时间 序列变量并不满足这一假设，从而产生所谓的“伪 回归”问题(‘spurious’ regression problem)。
=……
= X0+ε1+ε2+……+εt = X0+∑εt 其中X0是Xt的初始值，可假定为任何常数或取初 值为0，则
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这表明Xt的方差随时间而增大，平稳性的第二个条 件（7.2）不满足，因此，随机漫步时间序列是非平
稳时间序列。可是，若将（7.5）式 成一阶差分形式：
Xt = Xt－1+εt写