Upload
others
View
5
Download
0
Embed Size (px)
Citation preview
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 1
1
Test jediničnog korena
• Osnovna ideja
• Različite determinističke komponente
• Izračunavanje test-statistike
• Pravilo odlučivanja
• Određivanje broja jediničnih korena
• Prošireni test
2
Stacionarnost
• Stacionarnost vremenske serije: vremenska serija se
kreće po prepoznatljivoj putanji tokom vremena
• Definicija slabe stacionarnosti:
( )
( ) ,...,,..., k,t ),k(f)X)(X(EX,Xcov.
,...,t ,const)X(EXv.
,...,t ,const)X(E .
t-ktktt
tt
t
21213
212
211
2
===−−=
==−=
===
−
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 2
Tri tipa stacionarnosti u
zavisnosti od srednje vrednosti
3
• Oko nulte srednje vrednosti
• Oko nenulte srednje vrednosti
• Oko funkcije linearnog trenda
(trend-stacionarnost)
Tri tipa stacionarnosti u
zavisnosti od srednje vrednosti: primer
4
-4
-2
0
2
4
25 50 75 100 125 150 175 200
Nulta srednja vrednost
-2
0
2
4
6
8
10
25 50 75 100 125 150 175 200
Nenulta srednja vrednost
-2
0
2
4
6
8
25 50 75 100 125 150 175 200
Srednja vrednost je funkcija linearnog trenda
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 3
Dva tipa slučajnog hoda
Naziv Forma E(DXt)
Slučajan hod
klasični
Xt = Xt-1 + et0
Slučajan
hodsa konstantnim
prirastom
Xt = Xt-1+ β +et β
5
6
Klasičan slučajan hod:
grafički prikaz generianih podataka
-8
-4
0
4
8
12
50 100 150 200 250 300
Xt=Xt-1+et
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
50 100 150 200 250 300
Xt-Xt-1= et
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 4
7
Slučajan hod sa konstantnim prirastom:
grafički prikaz generisanih podataka
0
50
100
150
200
250
50 100 150 200 250 300
Xt=0.7+Xt-1+et
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
50 100 150 200 250 300
X-Xt-1=0.7+et
8
Diki-Fulerov - DF (engl. Dickey-Fuller)
test jediničnog korena: uvod
• Polazni model:
Xt = 0+1Xt-1 + et
• Hipoteze:
H0: Serija poseduje jedinični koren, 1 =1, Xt ~I(1)
H1: Serija je stacionarna (oko nenulte vredn.), 1 <1, Xt ~I(0)
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 5
9
DF test za različite determinističke komponente
DF test t
Determinističke
komponenteKonstanta Konstanta+
Linearni trend
10
Kako se dolazi do vrednosti DF test statistika
za različite determinističke komponente?
Varijante
DF testa
Odgovarajući model
Xt = 1Xt-1+ 0 +et
t Xt = 1 Xt-1+ 0+tt +et
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 6
11
DF test za različite determinističke komponente II
• Dve varijante DF testa: i t
• Nulta (H0) i alternativna (H1) hipoteza:
i) H0: Xt = Xt-1+et , Serija je slučajan hod
H1: Serija je stacionarna oko nenulte srednje vrednosti
ii) t H0: Xt = b+Xt-1+et ,
Serija je slučajan hod sa konstantnim prirastom
H1: Serija je trend-stacionarna
12
Računanje DF statistike
• Primenom metoda ONK ocenjen je model:
• DF test-statistika je količnik ocene parametra uz Xt-1umanjene za 1 i odgovarajuće standardne greške te ocene:
• DF test statistika ima formu standardne t-statistike.
• DF test statistika nema t-raspodelu u uslovima istinitostinulte hipoteze.
• DF test statistika poseduje nestandardnu raspodelu, koju suodredili Dickey i Fuller.
• Kritične vrednosti: Fuller (1976) i MacKinnon (1991).
)ˆ(s
ˆXˆX̂ tt
1
011
+= −
)ˆ(s
ˆDF
1
1 1
−==
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 7
13
Funkcija gustine DF
test-statistike za uzorak velikog obima
14
Pravilo odlučivanja
Tkritične vrednosti za 5%
t
∞ -2.86 -3.41
• Nulta hipoteza o postojanju jediničnog korena se
odbacuje za dovoljno malu vrednost statistike (kada
je izračunata vrednost manja od kritične).
• Nulta hipoteza o postojanju jediničnog korena se
prihvata za dovoljno veliku vrednost statistike (kada
je izračunata vrednost veća od kritične).
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 8
Određivanje kritičnih vrednosti
uz nivo značajnosti 5% za
konkretnu dužinu (T) vremenske serije
15
2
2
83170394
3687382
41263
86212
T
.T.k
T
.T.k
.
.
t −−−=
−−−=
16
Određivanje broja jediničnih korena I
• Ako je H0 prihvaćeno kao tačno, onda se zaključuje da jeserija integrisana prvog reda, XtI(1).
• Međutim, potrebno je utvrditi da li je broj jediničnihkorena tačno jedan ili eventualno dva.
• Nastavljamo testiranje:
H0: XtI(2) protiv H1: XtI(1)
H0: DXtI(1) protiv H1: DXtI(0).
Sada je polazna serija u analizi DXt.
• Relevantna specifikacija:
DXt = 1DXt-1 + 0 +et
Ocenjujemo DXt u zavisnosti od: DXt-1 i konstante.
Proveravamo da li je DF statistika za ocenu uz DXt-1veća ili manji od odgovarajuće kritične vrednosti DFtesta.
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 9
17
Određivanje broja jediničnih korena II
• Ako je H0 odbačeno u korist H1, onda se zaključuje daje serija XtI(1). To znači da je prva diferencastacionarna, odnosno da serija poseduje tačno jedanjedinični koren.
• Ako je H0 prihvaćeno kao tačno, onda se zaključuje daje serija integrisana bar drugog reda, XtI(2).
– Potrebno je utvrditi da li je broj jediničnih korenatačno dva ili eventualno tri.
– Nastavljamo testiranje:
H0: XtI(3) protiv H1: XtI(2)
H0: D2XtI(1) protiv H1: D2XtI(0).
Itd.
18
Algoritam testiranja
• I korak: Primenjuje se statistika na polaznu seriju
• > k Postoji bar jedan jedinični koren
• < k Serija je stacionarna. Kraj testiranja.
• Ako je > k prelazimo na II korak
• II korak: Primenjuje se statistika na prvu diferencu polazne serije
• > k Postoje bar dva jedinična korena
• < k Serija poseduje tačno jedan jedinični koren. Kraj testiranja.
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 10
19
Primer I:
Odnos cena zlata prema ceni srebra
• Period: 1920 – 2010. godina (91 podataka na godišnjem
nivou, log vrednosti)
2.8
3.2
3.6
4.0
4.4
4.8
1920 1930 1940 1950 1960 1970 1980 1990 2000 2010
R e l a t i v n e c e n e z l a t a p r e m a s r e b r u
20
Primer I:
Rezultati iz EVIEWS-a
Dependent Variable: X
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 1921 2010
Included observations: 90 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.348970 0.148424 2.351177 0.0209
X(-1) 0.912898 0.038328 23.81802 0.0000
R-squared 0.865710 Mean dependent var 3.863865
Adjusted R-squared 0.864184 S.D. dependent var 0.408490
S.E. of regression 0.150542 Akaike info criterion -0.927183
Sum squared resid 1.994325 Schwarz criterion -0.871631
Log likelihood 43.72322 Hannan-Quinn criter. -0.904781
F-statistic 567.2983 Durbin-Watson stat 1.765586
Prob(F-statistic) 0.000000
Dependent Variable: D(X)
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 1922 2010
Included observations: 89 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.007931 0.015677 0.505903 0.6142
D(X(-1)) 0.033540 0.101483 0.330494 0.7418
R-squared 0.001254 Mean dependent var 0.008368
Adjusted R-squared -0.010226 S.D. dependent var 0.146621
S.E. of regression 0.147369 Akaike info criterion -0.969542
Sum squared resid 1.889427 Schwarz criterion -0.913617
Log likelihood 45.14461 Hannan-Quinn criter. -0.947000
F-statistic 0.109226 Durbin-Watson stat 1.942514
Prob(F-statistic) 0.741821
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 11
21
Primer I:
Primena DF testa
−−
=−=
−=−
=
−−
=−=
−=−
=
+=
+=
−
−
jed.koren. jedan precizno poseduje Serija
odbacuje. se Hipoteza
faza II
jed.koren. jedanbar poseduje Serija
odbacuje. ne se Hipoteza
faza I
(0.101)
(0.038)
1
1
0
0
1
0
1
1
892569
050892
5691010
10340
01
12
892292
050892
2920380
19130
0
1
03400080
91303490
H
..
).(.
..
.DF
)X~I()~I(: XH
)X~I() ~I(: XH
H
..
).(.
..
.DF
)~I(: XH
) ~I(: XH
X..X̂
X..X̂
:rezultatisuDati
k
t
t
k
t
t
tt
tt
D
D
DD
22
Prošireni DF test, PDF(K)
engl. augmented DF test, ADF(K)
• DF test je nepouzdan ukoliko u modelu postoji autokorelacija.
• Modifikuje se polazni model prema:
Xt = 0 + 1 Xt-1+ 1DXt-1 + 2DXt-2 +… +KDXt-K + et
• PDF test je količnik
• PDF i DF imaju istu graničnu raspodelu: koristimo
iste kritične vrednosti
• K se određuje u praktičnom radu.
)ˆ(s
ˆ)(PDF
1
1 1
−==K
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 12
Primer II:
Prosečne bruto plate u Srbiji, 2002:1-2008:8
(desezonirani podaci, log vrednosti)
23
9.2
9.6
10.0
10.4
10.8
11.2
02 03 04 05 06 07 08
Prosecne bruto plate u Srbiji
-.04
.00
.04
.08
.12
02 03 04 05 06 07 08
Prva diferenca prosecnih bruto plata
Primer II: rezultati ADF testa
24
I faza:
Provera prisustva jednog
jediničnog korena
II faza:
Provera prisustva drugog
jediničnog korena
H0: Xt ~I(1)
H1: Xt ~I(0)
PDF(2)=-1.79,
tk=-3.47
-1.79>-3.47
H0 se ne odbacuje.
Serija ima bar jedan jedinični
koren.
H0: DXt ~I(1)
H1: DXt ~I(0)
PDF(1)=-12.23
-12.23<-3.47
H0 se odbacuje.
Prva diferenca serije je
stacionarna.
Polazna serija ima tačno jedan
jedinični koren.
Profesor Zorica Mladenović
Ekonomski fakultet, Beograd, 2018. 13
25
Primer III:
Godišnja proizvodnja pšenice u SAD-u
• Period: 1866 – 2011. godina (146 godišnjih
opservacija, log vrednosti)
5.0
5.5
6.0
6.5
7.0
7.5
8.0
70 80 90 00 10 20 30 40 50 60 70 80 90 00 10
G o d i š n j a p r o i z v o d n j a p š e n i c e u S A D
26
Primer III:
Primena ADF testa
-1.88
i.znacajnost 10% za
a.stacionarn-trend je Serija
odbacuje. se Hipoteza
(0.081) (0.067)
=−=
−−
=−=
−=−
=
−++=
−
−−
0810
1520
443614
050443
6140670
169101
0
1
1520691000408351
1
0
1
0
11
.
.t
znacajanickije statistXfaktorKorektivni
H
..
).(.
..
.)PDF(
)~I(: XH
) ~I(: XH
,X.X.t..X̂
t
kt
t
t
ttt
D
D