第21章：时间序列计量经济学.ppt
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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第一节第一节时间序列的平稳性及其检验时间序列的平稳性及其检验第二节第二节随机时间序列模型的识别和估计随机时间序列模型的识别和估计第三节第三节协整分析与误差修正模型协整分析与误差修正模型21.121.1时间序列的平稳性及其检验时间序列的平稳性及其检验一、问题的引出：
非平稳变量与经典回归一、问题的引出：
非平稳变量与经典回归模型模型二、时间序列数据的平稳性二、时间序列数据的平稳性三、平稳性的图示判断三、平稳性的图示判断四、平稳性的单位根检验四、平稳性的单位根检验五、单整、趋势平稳与差分平稳随机过程五、单整、趋势平稳与差分平稳随机过程一、问题的引出：
非平稳变量与经典一、问题的引出：
非平稳变量与经典回归模型回归模型常见的数据类型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-seriesdata）；截面数据截面数据（cross-sectionaldata）平行平行/面板数据面板数据（paneldata/time-seriescross-sectiondata）时间时间序列数据是最常见，也是最常用到的数据序列数据是最常见，也是最常用到的数据。
经典回归模型与数据的平稳性经典回归模型与数据的平稳性经典回归分析经典回归分析暗含暗含着一个重要着一个重要假设假设：
数据是平稳的。
数据是平稳的。
数据非平稳数据非平稳，大样本下的统计推断基础，大样本下的统计推断基础“一致一致性性”要求要求被破怀。
被破怀。
经典回归分析的假设之一：
解释变量经典回归分析的假设之一：
解释变量X是非随机变是非随机变量量放宽该假设：
放宽该假设：
X是随机变量，则需进一步要求：
是随机变量，则需进一步要求：
（1）X与随机扰动项与随机扰动项不相关不相关Cov（X,）=0依概率收敛：
依概率收敛：
（2）第
（2）条是为了满足统计推断中大样本下的“一致性”特性：
第
（1）条是OLS估计的需要如果如果X是非平稳数据是非平稳数据（如表现出向上的趋势），（如表现出向上的趋势），则（则
（2）不成立，回归估计量不满足）不成立，回归估计量不满足“一致性一致性”，基，基于大样本的统计推断也就遇到麻烦。
于大样本的统计推断也就遇到麻烦。
因此：
注意：
注意：
在双变量模型中：
在双变量模型中：
表现在表现在:
两个本来没有任何因果关系的变量，却两个本来没有任何因果关系的变量，却有很高的相关性有很高的相关性（有较高的R2）：
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，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关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。
系模型进行分析，一般不会得到有意义的结果。
数据非平稳，往往导致出现数据非平稳，往往导致出现“虚假回归虚假回归”问题问题时间序列分析时间序列分析模型方法模型方法就是在这样的情况下，以通过揭示时间序列自身的变化规律为主线而发以通过揭示时间序列自身的变化规律为主线而发展起来的全新的计量经济学方法论展起来的全新的计量经济学方法论。
时间序列分析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首先遇到的问题是关于时间序列数据的平稳性平稳性问题。
假定某个时间序列是由某一假定某个时间序列是由某一随机过程随机过程（stochasticprocess）生成的，即假定时间序列生成的，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：
满足下列条件：
1）均值）均值E（XE（Xtt）=）=是是与时间与时间t无关的常数；无关的常数；2）方差）方差Var（XVar（Xtt）=）=22是是与时间与时间t无关的常数；无关的常数；3）协方差）协方差Cov（XCov（Xtt,X,Xt+kt+k）=）=kk是是只与时期间隔只与时期间隔k有关，有关，与时间与时间t无关的常数；无关的常数；则称该随机时间序列是则称该随机时间序列是平稳的平稳的（stationary），而该而该随机过程是一随机过程是一平稳随机过程平稳随机过程（stationarystochasticprocess）。
）。
平稳随机过程某一随机过程的均值和方差都为与实践无关的常数，并且在任何两期之间的协方差值仅仅依赖于该两期间的距离和滞后，而不依赖于计算的时间，这一随机过程就为平稳过程。
简言之，若一个时间序列是平稳的，则不管在什么时间测量，它的均值、方差和（各种滞后的）自协方差都保持不变，即它们都不随时间而变化。
平稳时间序列有回到其均值的趋势，可以称之为均值回复过程均值回复过程，围绕均值波动且有大致恒定的振幅。
严平稳的定义非平稳过程非平稳过程若某一过程不满足上述平稳过程定义中的某一条性质，即均值、方差和协方差都随时间而变化，或者其一会随时间变化，都为非平稳过程随机游走过程就是非平稳过程随机游走过程分为：
（1）不带漂移的随机游走（即不存在常数项或截距项）
（2）带漂移的随机游走（出现常数项或截距项）后面将会看到后面将会看到:
如果一个时间序列是非平稳的，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。
事事实实上上，随随机机游游走走过过程程是是下下面面我我们们称称之之为为11阶阶自自回回归归AR
（1）AR
（1）过程过程的特例的特例XXtt=XXt-1t-1+t不不难难验验证证:
1）|1|1时时，该该随随机机过过程程生生成成的的时时间间序序列列是是发发散散的的，表表现现为为持持续续上上升升
（1）1）或或持持续续下下降降（-1）1），因因此此是是非非平平稳稳的的，这这种种非非平平稳稳归归因因于于过过程程中中存存在某种趋势；在某种趋势；只有当只有当-1-110，样样本本自自相相关关系系数数近近似似地地服服从从以以0为均值，为均值，1/n为方差的正态分布，其中为方差的正态分布，其中n为样本数。
为样本数。
也也可可检检验验对对所所有有k0k0，自自相相关关系系数数都都为为00的的联联合合假假设，这可通过如下设，这可通过如下QQLBLB统计量进行：
统计量进行：
该统计量近似地服从自由度为m的2分布（m为滞后长度）。
因此:
如果计算的如果计算的QQ值大于显著性水平值大于显著性水平为为的临界值，则有的临界值，则有1-1-的把握拒绝所有的把握拒绝所有kk（k0）（k0）同时为同时为00的假设。
的假设。
例例9.1.3:
9.1.3:
表表9.1.19.1.1序列序列Random1Random1是通过是通过一随机过程（随机函数）生成的有一随机过程（随机函数）生成的有1919个样个样本的随机时间序列。
本的随机时间序列。
容易验证：
该样本序列的均值为该样本序列的均值为00，方差为，方差为0.07890.0789。
从图形看：
它在其样本均值它在其样本均值00附近上下波动，且样本自相关附近上下波动，且样本自相关系数迅速下降到系数迅速下降到00，随后在，随后在00附近波动且逐渐收敛于附近波动且逐渐收敛于00。
由于该序列由一随机过程生成，可以认为不存在序列相关性，因此该序列为一白噪声。
该序列为一白噪声。
根据Bartlett的理论：
kN（0,1/19）因此任一rk（k0）的95%的置信区间都将是可以看出可以看出:
k0k0时，时，rrkk的值确实落在了该区间内，的值确实落在了该区间内，因此可以接受因此可以接受kk（k0）k0）为为00的假设的假设。
同样地，从从QQLBLB统计量的计算值看，滞后统计量的计算值看，滞后1717期的期的计算值为计算值为26.3826.38，未超过，未超过5%5%显著性水平的临界值显著性水平的临界值27.5827.58，因此，因此,可以接受所有的自相关系数可以接受所有的自相关系数kk（k0）k0）都为都为00的假设。
的假设。
因此，该随机过程是一个平稳过程。
该随机过程是一个平稳过程。
序列Random2是由一随机游走过程Xt=Xt-1+t生成的一随机游走时间序列样本。
其中，第0项取值为0，t是由Random1表示的白噪声。
样本自相关系数显示样本自相关系数显示：
r1=0.48，落在了区间-0.4497,0.4497之外，因此在5%的显著性水平上拒绝1的真值为0的假设。
该随机游走序列是非平稳的。
该随机游走序列是非平稳的。
图形表示出：
图形表示出：
该序列具有相同的均值，但从样本自相关图看，虽然自相关系数迅速下降到0，但随着时间的推移，则在0附近波动且呈发散趋势。
平稳过程自相关图示：
非平稳过程自相关图示：
图形：
表现出了一个持续上升的过程图形：
表现出了一个持续上升的过程，可，可初步判断初步判断是非平稳是非平稳的。
的。
样本自相关系数：
缓慢下降样本自相关系数：
缓慢下降，再次表明它，再次表明它的的非平稳非平稳性。
性。
拒拒绝绝：
该时间序列的自相关系数在滞后1期之后的值全部为0的假设。
结论结论:
19782000年间中国GDP时间序列是非平稳序列。
从滞后从滞后18期的期的QLB统计量看：
统计量看：
QLB（18）=57.1828.86=20.05例例9.1.59.1.5检验2.10中关于人均居民消费与人均国内生产总值这两时间序列的平稳性。
原图样本自相关图从图形上看：
从图形上看：
人均居民消费（CPC）与人均国内生产总值（GDPPC）是非平稳的是非平稳的。
从滞后从滞后1414期的期的QLB统计量看：
统计量看：
CPC与GDPPC序列的统计量计算值均为57.18，超过了显著性水平为5%时的临界值23.68。
再次表明它们的非平稳性。
表明它们的非平稳性。
就此来说，运用传统的回归方法建立它们的就此来说，运用传统的回归方法建立它们的回归方程是无实际意义的。
回归方程是无实际意义的。
不过，第三节中将看到，如果两个非平稳时不过，第三节中将看到，如果两个非平稳时间序列是间序列是协整协整的，则传统的回归结果却是有意义的，则传统的回归结果却是有意义的，而这两时间序列恰是的，而这两时间序列恰是协整协整的。
的。
四、平稳性的单位根检验四、平稳性的单位根检验对时间序列的平稳性除了通过图形直观判断外，运用统计量进行统计检验则是更为准确与重要的。
单位根检验（单位根检验（unitroottest）是统计检验中普遍应用的一种检验方法。
11、DFDF检验检验我们已知道，随机游走序列Xt=Xt-1+t是非平稳的，其中t是白噪声。
而该序列可看成是随机模型Xt=Xt-1+t中参数=1时的情形。
也就是说，我们对式Xt=Xt-1+t（*）做回归，如果确实发现=1，就说随机变量Xt有一个单位根单位根。
（*）式可变形式成差分形式：
Xt=（-1）Xt-1+t=Xt-1+t（*）检验（*）式是否存在单位根=1，也可通过（*）式判断是否有=0。
一般地一般地:
检验一个时间序列检验一个时间序列XtXt的平稳性，可通过检验的平稳性，可通过检验带有截距项的一阶自回归模型带有截距项的一阶自回归模型XXtt=+XXt-1t-1+tt（*）中的参数中的参数是否小于是否小于11。
或者：
或者：
检验其等价变形式检验其等价变形式XXtt=+XXt-1t-1+tt（*）中的参数中的参数是否小于是否小于00。
在第二节中将证明，（*）式中的参数11或或=1=1时，时，时间序列是非平稳的时间序列是非平稳的;对应于（*）式，则是00或或=0。
因此，针对式XXtt=+XXt-1t-1+tt我们关心的检验为：
零假设零假设H0：
=0，XXtt非平稳非平稳。
备择假设
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