Test de cointégration entre deux séries chronologiques à l'aide de la méthode Engle-Granger en deux étapes


13

Je cherche à tester la cointégration entre deux séries chronologiques. Les deux séries ont des données hebdomadaires couvrant environ 3 ans.

J'essaie de faire la méthode en deux étapes d'Engle-Granger. Mon ordre des opérations suit.

  1. Testez chaque série chronologique pour la racine unitaire via Augmented Dickey-Fuller.
  2. En supposant que les deux ont des racines unitaires, trouvez une approximation linéaire de la relation via OLS. Créez ensuite une série de résidus.
  3. Testez les résidus pour la racine unitaire via Dickey-Fuller augmenté.
  4. Conclure la cointégration (ou non) par le résultat de 3.

Des questions:

  1. Cette méthode semble-t-elle correcte? (Je suis un étudiant de premier cycle et je cherche à analyser mes données de manière légitime, pas nécessairement à les analyser selon la méthode connue la plus rigoureuse.)
  2. Si une série ne peut pas rejeter l'hypothèse nulle avec l'ADF (et n'a donc pas de racine unitaire) à l'étape 1, est-il raisonnable de conclure que les deux séries ne sont pas cointégrées car un ensemble de données n'est pas stationnaire? Je ne pense pas, mais je veux en être sûr.
  3. Les deux ensembles de données semblent "stochastiques", donc je me demande s'il est approprié d'utiliser OLS pour mesurer la relation pour obtenir les résidus.

Sur la base de la réponse de Plissken, je pense que vous vous trompez dans votre deuxième question. Si vous rejetez l'hypothèse nulle de l'ADF ("pas de racine unitaire dans les résidus" = "pas de cointégration entre séries"), alors vous rejetez l'hypothèse qu'il n'y a pas de cointégration. Vous concluez donc qu'il y a cointégration.
Tanguy

Je vous recommande d'utiliser uniquement la table de distribution plus complète de Dickey non augmentée car il s'agit simplement de distinguer AR (1) et la racine unitaire non AR (p) où p est plus grand que 1.
Song

Réponses:


12

Considérons tout d'abord deux séries temporelles, et x 2 t qui sont toutes deux I ( 1 ) , c'est-à-dire que les deux séries contiennent une racine unitaire. Si ces deux séries cointègrent alors il existera des coefficients, μ et β 2 tels que: x1tx2tI(1)μβ2

x1t=μ+β2x2t+ut(1)

définira un équilibre. Afin de tester la cointégration en utilisant l'approche Engle-Granger en 2 étapes, nous

1) Testez la série, et x 2 t pour les racines unitaires. Si les deux sontI ( 1 ), passez à l'étape 2).x1tx2tI(1)

2) Exécutez l'équation de régression définie ci-dessus et enregistrez les résidus. Je définir un nouveau terme « correction d'erreur .u^t=ecm^t

3) Testez les résidus ( ) pour une racine unitaire. Notez que ce test est identique à un test de non-cointégration car sous l'hypothèse nulle les résidus ne sont pas stationnaires. Si toutefois il y a cointégration, les résidus doivent être stationnaires. N'oubliez pas que la distribution du test ADF basé sur les résidus n'est pas la même que les distributions DF habituelles et dépendra de la quantité de paramètres estimés dans la régression statique ci-dessus, car des variables supplémentaires dans la régression statique déplaceront les distributions DF vers le la gauche. Les valeurs critiques de 5% pour un paramètre estimé dans la régression statique avec une constante et une tendance sont respectivement de -3,34 et -3,78. ecm^t

4) Si vous rejetez la valeur nulle d'une racine unitaire dans les résidus (valeur nulle de non-cointégration), vous ne pouvez pas rejeter la cointégration des deux variables.

5) Si vous souhaitez configurer un modèle de correction d'erreur et étudier la relation à long terme entre les deux séries, je vous recommanderais plutôt de configurer un modèle ADL ou ECM à la place, car il existe un petit biais d'échantillon attaché à l'Engle- Régression statique de Granger et nous ne pouvons rien dire sur la signification des paramètres estimés dans la régression statique car la distribution dépend de paramètres inconnus. Pour répondre à vos questions: 1) Comme vu ci-dessus, votre méthode est correcte. Je voulais juste souligner que les valeurs critiques des tests basés sur les résidus ne sont pas les mêmes que les valeurs critiques habituelles des tests ADF.

(2) Si l'une des séries est stationnaire, c'est-à-dire et l'autre est I ( 1 ), elles ne peuvent pas être cointégrées car la cointégration implique qu'elles partagent des tendances stochastiques communes et qu'une relation linéaire entre elles est stationnaire depuis le stochastique. les tendances s'annuleront et produiront ainsi une relation stationnaire. Pour voir cela, considérons les deux équations: I(0)I(1)

x1t=μ+β2x2t+ε1t(2)

Δx2t=ε2t(3)

Notez que , x 1 tI ( 1 ) , x 2 tI ( 1 ) , u t = β x tI ( 0 ) , ε 1 ti . i . d .ε2ti.i.d.x1tI(1)x2tI(1)ut=βxtI(0)ε1ti.i.d.

Nous résolvons d'abord l'équation et obtenons (3)

x2t=x0+i=0tε2i

Branchez cette solution dans l'équation pour obtenir: (2)

x1t=μ+β2{x0+i=0tε2i}+ε1tx1t=μ+β2x0+β2i=0tε2i+ε1t

Nous voyons que les deux séries partagent une tendance stochastique commune. On peut alors définir un vecteur de cointégration β=(1β2) such that:

ut=βxt=(1β2)(μ+β2x0+β2i=0tε2i+ε1tx0+i=0tε2i)

ut=βxt=μ+β2x0+β2i=0tε2i+ε1tβ2x0β2i=0tε2i

ut=βxt=μ+ε1t

We see that by defining a correct cointegrating vector the two stochastic trends cancel and the relationship between them is stationary (ut=βxtI(0)). If x1t was I(0) then the stochastic trend in x2t would not be deleted by defining a cointegrating relationship. So yes you need both your series to be I(1)!

(3) The last question. Yes OLS is valid to use on the two stochastic series since it can be shown that the OLS estimator for the static regression (Eq. (1)) will be super consistent (variance converges to zero at T2) when both series are I(1) and when they cointegrate. So if you find cointegration and your series are I(1) your estimates will be super consistent. If you do not find cointegration then the static regression will not be consistent. For further readings see the seminal paper by Engle and Granger, 1987, Co-Integration, Error Correction: Representation, Estimation and Testing.

En utilisant notre site, vous reconnaissez avoir lu et compris notre politique liée aux cookies et notre politique de confidentialité.
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.