Bài giảng môn Kinh tế lượng - Chương 8: Hiện tượng tương quan

Thực hành trên Eviews: Giả sử mô hình hồi quy Yi=β1 + β2. Xi + Ui B1. Hồi qui Y theo X như sau Y C X B2. So sánh Durbin – Watson d – statistic với dL và dU để kiểm định có tự tương quan không. Nếu dùng kiểm định Breusch – Godfrey (BG) Tại cửa sổ Equation, chọn View \ Residual Tests \ Serial Correlation LM Test, hiện ra cửa sổ nhỏ cho nhập bậc tương quan cần kiểm định , ví dụ ta nhập 2 Xem giá trị Obs*R-squared (nR2) và giá trị p-value của nó để bác bỏ hay chấp nhận giả thuyết H0. Giả thuyết H0: Không có tự tương quan B3. Ước lượng các B4: Biến đổi và thay vào các biểu thức sau B5: Hồi quy yt * theo xt*, chú ý Durbin – Watson d – statistic để xem còn tương quan không. Nếu không còn thì mô hình ở bước này được chọn.

ppt41 trang | Chia sẻ: hachi492 | Ngày: 14/01/2022 | Lượt xem: 25 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Bài giảng môn Kinh tế lượng - Chương 8: Hiện tượng tương quan, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
CHƯƠNG 8 HIỆN TƯỢNG TỰ TƯƠNG QUAN (Autocorrelation) 2 Hiểu bản chất và hậu quả của tự tương quan Biết cách phát hiện tự tương quan và biện pháp khắc phục MỤC TIÊU TỰ TƯƠNG QUAN NỘI DUNG 3 Bản chất hiện tượng hiện tượng tự tương quan 1 Hậu quả 2 3 C á ch khắc phục tự tương quan 4 C á ch ph á t hiện tự tương quan 8.1 Bản chất Tự tương quan l à g ì ? L à tương quan giữa c á c sai số ngẫu nhi ê n. cov(u i , u j )  0 (i  j) 701003- Tự tương quan 4 Tự tương quan l à g ì ? 701003- Tự tương quan 5 Giả sử Y t =  1 +  2 X t + u t AR(p): Tự tương quan bậc p u t =  1 u t-1 +  2 u t-2 + +  p u t-p + v t Quá trình tự hồi quy bậc p của các sai số ngẫu nhiên 8.1 Bản chất Sự tương quan xảy ra đối với những quan sát theo không gian gọi là “ tự tương quan không gian ”. Sự tương quan xảy ra đối với những quan sát theo chuỗi thời gian gọi là “ tự tương quan thời gian ”.                   t (a)               t (b)                t (c)             t (d)                t (e)            u i , e i u i , e i u i , e i u i , e i u i , e i Hình 8.1 Một số dạng biến thiên của nhiễu theo thời gian Nguyên nhân Nguyên nhân khách quan: Qu á n t í nh: c á c chuỗi thời gian mang t í nh chu kỳ, VD: c ác chuỗi số liệu thời gian về GDP, chỉ số giá, sản lượng, tỷ lệ thất nghiệp H iện tượng mạng nhện: phản ứng của cung của nông sản đối với giá thường có một khoảng trễ về thời gian: Q St =  1 +  2 P t-1 + u t Độ trễ: tiêu dùng ở thời kỳ hiện tại phụ thuộc vào thu nhập và chi tiêu tiêu dùng ở thời kỳ trước đó: C t =  1 +  2 I t +  3 C t-1 + u t Nguyên nhân Nguyên nhân chủ quan Hiệu chỉnh số liệu: do việc “làm trơn” số liệu  loại bỏ những quan sát “gai góc”. Sai lệch do lập m ô h ì nh: bỏ s ó t biến, dạng h à m sai. Phép nội suy và ngoại suy số liệu Ví dụ bỏ sót biến 10 Với Y: cầu thịt bò X2: giá thịt bò X3: thu nhập người tiêu dùng X4: giá thịt heo t: thời gian Mô hình đúng Mô hình bỏ sót biến 8.2 Hậu quả của tự tương quan Áp dụng OLS thì sẽ có các hậu quả: Các ước lượng không chệch nhưng không hiệu quả (vì phương sai không nhỏ nhất) Phương sai của các ước lượng là các ước lượng chệch, vì vậy các kiểm định t và F không còn hiệu quả. 11 8.2 Hậu quả của tự tương quan là ước lượng chệch của σ 2 R 2 của mẫu là ước lượng chệch (dưới) của R 2 tổng thể Các dự báo về Y không chính xác 12 13 Đồ thị Chạy OLS cho mô hình gốc và thu thập e t . Vẽ đường e t theo thời gian. Hình ảnh của e t có thể cung cấp những gợi ý về sự tự tương quan. 8.3 Cách phát hiện tự tương quan                   t (a)               t (b)                t (c)             t (d)                t (e) Không có tự tương quan            a. Đồ thị e t e t e t e t e t 15 Thống kê d của Durbin – Watson Khi n đủ lớn thì d  2(1-) với do -1 ≤  ≤ 1, nên 0<= d <=4:  = -1 => d = 4: tự tương quan hoàn hảo âm  = 0 => d = 2: không có tự tương quan  = 1 => d = 0: tự tương quan hoàn hảo dương b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson 16 Bảng thống kê Durbin cho giá trị tới hạn d U và d L dựa vào 3 tham số: α : mức ý nghĩa k’: số biến độc lập của mô hình n: số quan sát b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson 0 d L 2 4 Có tự tương quan dương Không có tự tương quan bậc nhất Có tự tương quan âm Không quyết định được Không quyết định được 4-d L d U 4-d U 17 Các bước thực hiện kiểm định d của Durbin – Watson : Chạy mô hình OLS và thu thập phần sai số e t . Tính d theo công thức trên. Với cỡ mẫu n và số biến giải thích k, tìm giá trị tra bảng d L và d U . Dựa vào các quy tắc kiểm định trên để ra kết luận. b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson 18 Nếu d thuộc vùng chưa quyết định, sử dụng quy tắc kiểm định cải biên: H 0 :  = 0; H 1 :  > 0 Nếu d < d U : bác bỏ H 0 và chấp nhận H 1 (với mức ý nghĩa  ), nghĩa là có tự tương quan dương. b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson Có tự tương quan dương d U Không có tự tương quan dương 19 2. H 0 :  = 0; H 1 :  < 0 Nếu d > 4 - d U : bác bỏ H 0 và chấp nhận H 1 (với mức ý nghĩa  ), nghĩa là có tự tương quan âm. b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson Không có tự tương quan âm 4-d U Có tự tương quan âm 20 Có tự tương quan dương Không có tự tương quan Có tự tương quan âm d U 4-d U 3. H 0 :  = 0; H 1 :  ≠ 0 Nếu d 4 - d U : bác bỏ H 0 và chấp nhận H 1 (với mức ý nghĩa 2  ), nghĩa là có tự tương quan (âm hoặc dương). b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson 21 Lưu ý khi áp dụng kiểm định d: Mô hình hồi quy phải có hệ số chặn. Các sai số ngẫu nhiên có tương quan bậc nhất: u t =  u t-1 + e t 3. Mô hình hồi quy không có chứa biến trễ Y t-1 . 4. Không có quan sát bị thiếu (missing). b. Dùng kiểm định d của Durbin – Watson Xét mô hình: Y t =  1 +  2 X t + u t (8.1) u t =  1 u t-1 +  2 u t-2 + +  p u t-p + v t Kiểm định giả thiết H 0 :  1 =  2 = =   = 0 -> không có AR(p) H 1 : có ít nhất một  i khác 0 c. Dùng kiểm định Breusch – Godfrey (BG) (Kiểm định nhân tử Lagrange) 701003- Tự tương quan 22 23 Bước 1 : Ước lượng (8.1) bằng OLS, tìm phần dư e t Bước 2 : Dùng OLS để ước lượng mô hình e t =  1 +  2 X t +  1 e t-1 +  2 e t-2 + +  p e t-p + ε t từ đây thu được R 2 . Bước 3 : với n đủ lớn, (n-p)R 2 có phân phối xấp xỉ χ 2 (p) với p là bậc tương quan. - Nếu (n-p)R 2 > χ 2  (p): Bác bỏ H 0 , nghĩa là có tự tương quan ít nhất ở một bậc nào đó. - Nếu (n-p)R 2 ≤ χ 2  (p): Chấp nhận H 0 , nghĩa là không có tự tương quan. c. Dùng kiểm định Breusch – Godfrey (BG) 24 Kiểm định BG có đặc điểm: Áp dụng cho mẫu có kích thước lớn Áp dụng cho mô hình có biến độc lập có dạng Y t-1 , Y t-2 .. Kiểm định được bậc tương quan bất kỳ c. Dùng kiểm định Breusch – Godfrey (BG) 25 Các bước tiến hành Ước lượng giá trị  Dùng giá trị  vừa được ước lượng để chuyển đổi mô hình hồi quy 8.4 Khắc phục 8.4 Khắc phục Trường hợp đã biết cấu trúc của tự tương quan: Phương pháp GLS: u t tự hồi quy bậc p , AR(p) u t =  1 u t-1 +  2 u t-2 + +  p u t-p + v t với : hệ số tự tương quan;  < 1 Giả sử u t tự hồi qui bậc nhất AR(1) u t =  u t-1 + e t (*) e t : sai số ngẫu nhiên (nhiễu trắng), thỏa mãn những giả định của OLS: E(e t ) = 0; Var(e t ) =   2 ; Cov(e t , e t+s ) = 0 Xét mô hình hai biến: y t =  1 +  1 x t + u t (8.2) Nếu (8.2) đúng với t thì cũng đúng với t – 1 y t-1 =  1 +  1 x t - 1 + u t - 1 (8.3) Nhân hai vế của (8.3) với   y t-1 =  1 +  1 x t - 1 +  u t - 1 (8.4) Trừ (8.2) cho (8.4) y t -  y t-1 =  1 (1 -  ) +  1 (x t -  x t – 1 ) + (u t -  u t – 1 ) =  1 (1 -  ) +  1 (x t -  x t – 1 ) + e t (8.5 ) 8.4 Khắc phục 8.4 Khắc phục (8.5) gọi l à phương tr ì nh sai ph â n tổng qu á t Đặt:  1 * =  1 (1 -  )  1 * =  1 y t * = y t -  y t – 1 x t * = x t -  x t – 1 Khi đ ó (8.5) th à nh y t * =  1 * +  1 *x t * + e t (8.5*) 8.4 Khắc phục Vì e t thoả mãn các giả định của phương pháp OLS nên các ước lượng tìm được là BLUE Phương trình hồi qui 8.5 * được gọi là phương trình sai phân tổng quát (Generalized Least Square – GLS). Để tránh mất mát một quan sát, quan sát đầu của y và x được biến đổi như sau: 2. 1 Phương pháp sai phân cấp 1 Nếu  = 1, thay vào phương trình sai phân tổng quát (8.5) y t – y t – 1 =  1 (x t – x t – 1 ) + (u t – u t – 1 ) =  1 (x t – x t – 1 ) + e t Hay:  y t =  1  x t + e t (8.6) (8.6) phương trình sai phân cấp 1  toán tử sai phân cấp 1 Sử dụng mô hình hồi qui qua gốc toạ độ để ước lượng hồi qui (8.6) 2.Trường hợp  chưa biết Giả sử mô hình ban đầu y t =  1 +  1 x t +  2 t + u t (8.7) Trong đó t biến xu thế u t theo mô hình tự hồi qui bậc nhất Thực hiện phép biến đổi sai phân cấp 1 đối với (8.7)  y t =  1  x t +  2 + e t trong đó:  y t = y t – y t – 1  x t = x t – x t – 1 2.1 Phương pháp sai phân cấp 1 Nếu  = -1, thay vào phương trình sai phân tổng quát (8.5) y t + y t – 1 = 2  1 +  1 (x t + x t – 1 ) + e t Hay: (*) Mô hình * gọi là mô hình hồi qui trung bình trượt. 2.1 Phương pháp sai phân cấp 1 hay Đối với các mẫu nhỏ có thể sử dụng thống kê d cải biên của Theil – Nagar. Dùng giá trị  vừa được ước lượng để chuyển đổi số liệu như mô hình 8.5 2.2 Ước lượng  dựa trên thống kê d-Durbin-Watson Giả sử có mô hình hai biến y t =  1 +  1 x t + u t (8.8) Mô hình u t tự tương quan bậc nhất AR(1) u t =  u t – 1 + e t (8.9) Các bước ước lượng  Bước 1: Ước lượng m ô h ì nh (8.8) bằng phương ph á p OLS v à thu được c á c phần dư e t . 2.3 Thủ tục lặp Cochrance – Orcutt để ước lượng  Bước 2 : Sử dụng các phần dư để ước lượng hồi qui: (8.10) Do e t là ước lượng v ững của u t thực nên ước lượng  c ó thể thay cho  th ực. Bước 3: Sử dụng thu được từ (8.10) để ước lượng phương trình sai phân tổng quát (8.5) Hay y t * =  1 * +  1 * x t * + v t (8.11) 2.3 Thủ tục lặp Cochrance – Orcutt để ước lượng  Bước 4 : Vì chưa biết thu được từ (8.10) có phải là ước lượng tốt nhất của  hay không nên thế giá trị ước lượng của  1 * và  1 * từ (8.11) vào hồi qui gốc (8.8) và được các phần dư mới e t *: e t * = y t – (  1 * +  1 * x t ) (8.12) Ước lượng phương trình hồi qui tương tự với (8.10) (8.13) (8.13) là ước lượng vòng 2 của  . Thủ tục này tiế  tục cho đến khi các ước lượng kế tiếp nhau của  khác nhau một lượng rất nhỏ, chẳng hạn nhỏ hơn 0,05 hoặc 0,005. 2.3 Thủ tục lặp Cochrance – Orcutt để ước lượng  Viết lại phương trình sai phân tổng quát y t =  1 (1 -  ) +  1 x t –  1 x t – 1 +  y t – 1 + e t (8.14) Thủ tục Durbin – Watson 2 bước để ước lượng : Bước 1 : Hồi qui (8.14) y t theo x t , x t – 1 và y t – 1 Xem giá trị ước lượng hệ số hồi qui của y t – 1 (= ) là ước lượng của  2. 4 Phương pháp Durbin – Watson 2 bước để ước lượng  Bước 2 : Sau khi thu được , thay và ước lượng hồi qui (8.5*) với các biến đã được biến đổi như trên. 2. 4 Phương pháp Durbin – Watson 2 bước để ước lượng  Thực h à nh tr ê n Eviews: Giả sử m ô h ì nh hồi quy Y i = β 1 + β 2. X i + U i B1. Hồi qui Y theo X như sau Y C X B2. So s á nh Durbin – Watson d – statistic với d L v à d U để kiểm định c ó tự tương quan kh ô ng. Nếu d ù ng kiểm định Breusch – Godfrey (BG) Tại cửa sổ Equation , chọn View \ Residual Tests \ Serial Correlation LM Test , hiện ra cửa sổ nhỏ cho nhập bậc tương quan cần kiểm định , v í dụ ta nhập 2 Xem gi á trị Obs*R-squared (nR 2 ) v à gi á trị p-value của n ó để b á c bỏ hay chấp nhận giả thuyết H 0 . Giả thuyết H 0 : Kh ô ng c ó tự tương quan B3. Ước lượng c á c B4: Biến đổi v à thay v à o c á c biểu thức sau B5: Hồi quy y t * theo x t *, ch ú ý Durbin – Watson d – statistic để xem c ò n tương quan kh ô ng. Nếu kh ô ng c ò n th ì m ô h ì nh ở bước n à y được chọn. 40 Khắc phục bằng thủ tục lặp Cochrane-Orcutt Thực hiện hồi quy Y c X AR(1) nếu mô hình có tự tương quan bậc 1 Y c X AR(1) AR(2) nếu mô hình có tự tương quan bậc 2 41

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pptbai_giang_mon_kinh_te_luong_chuong_8_hien_tuong_tuong_quan.ppt
Tài liệu liên quan