Учёт некоторых нарушений стандартных предположений о модели

 

Рассмотрим кратко один из вариантов решения проблем, возникающих при наличии автокорреляции и гетероскедастичности в остатках регрессионных уравнений. Как уже отмечалось, в этих случаях МНК-оценки параметров уравнений регрессии будут состоятельными и несмещёнными, но несостоятельными и смещёнными могут оказаться ошибки этих оценок. В связи с этим одним из методов коррекции статистических выводов состоит в использовании обычных МНК-оценок, со скорректированными стандартными ошибками этих оценок, с учётом их автокорреляции и гетероскедастичности.

Рассмотрим эти два случая по отдельности. Предположим, что после оценивания параметров модели каким-либо методом было выяснено, что имеет место гетероскедастичность остатков этой модели при отсутствии какой-либо автокорреляции. Поскольку сами оценки при этом будут несмещёнными, то для верных статистических выводов достаточно будет скорректировать стандартные ошибки этих оценок. Одним из вариантов получения скорректированных на гетероскедастичность стандартных ошибок был предложен Уайтом и реализован в ряде пакетов анализа статистических данных, в том числе и в EViews. При этом удовлетворительные свойства скорректированной оценки Уайта (White estimator или White standard errors) гарантируются только при большом количестве наблюдений.

Оценка Уайта строится на основе явного выражения для ковариационной матрицы вектора оценок коэффициентов линейной эконометрической модели, в которой ошибки хотя и имеют нулевые математические ожидания, но не являются одинаково распределёнными, т. е. с разными дисперсиями, но взаимно независимы. Тогда ковариационная матрица остатков примет вид Cov() = diag(), т. е. на главной диагонали проставлены дисперсии остатков (для каждого остатка своя дисперсия), а вне диагонали – нули (какая-либо автокорреляция отсутствует). Для оценки этих n дисперсий имеется всего n наблюдений. Тем не менее можно получить состоятельную оценку этой ковариационной матрицы, заменив неизвестные дисперсии ошибок, на квадраты остатков, полученных в результате оценки модели обычным МНК. Это приводит к оценке Уайта.

Понятно, что это не единственный вариант корректировки последствий гетероскедастичности остатков уравнения регрессии. Иногда достаточно изменить вид зависимости или преобразовать переменные (например, перейти к логарифмам объясняемых переменных вместо их исходных значений).

Пусть теперь имеем более сложный случай, когда остатки не только гетероскедастичны, но и автокоррелированы. Поскольку последствия автокорреляции в остатках аналогичны уже рассмотренным в случае их гетероскедастичности, можно воспользоваться аналогичной процедурой коррекции статистических выводов и при автокоррелированных остатках.

Один из вариантов получения скорректированных на автокоррелированность и гетероскедастичность значений был предложен Ньюи и Вестом (Newey,West) и реализован, например, в EViews, при этом удовлетворительные свойства оценки Ньюи – Веста (Newey – West estimate или Newey – West standard errors) как и в предыдущем случае гарантируются при большом количестве наблюдений. От предыдущего случая этот вариант поведения остатков отличается ещё и тем, что ковариационная матрица остатков не является диагональной (предполагается автокорреляция остатков, причём не обязательно только первого порядка), но и в этом случае авторам удалось получить состоятельную оценку указанной ковариационной матрицы.

Следует отметить, что автокореляция в остатках может появиться и потому, что при выборе объясняющих переменных была пропущена значимая переменная, и её влияние на зависимую переменную будет отражаться на поведении остатков. Кроме того, автокорреляция в остатках может появиться и при не правильном выборе вида зависимости. Ясно, что в этих случаях простой коррекцией ошибок оценок не обойтись. Необходимо провести более тщательный анализ при определении спецификации уравнения регрессии. Подобные ошибки в спецификации уравнения регрессии вряд ли удастся нейтрализовать описанными методами.

 

Пример 2. Тестирование предпосылок МНК

Проиллюстрируем вышеизложенные положения на условном примере, в котором описывается зависимость пятилетних процентных ставок (r60) от одномесячных (r1), квартальных (r3), полугодовых (r6) и годовых (r12) процентных ставок (данные взяты из М. Вербик, 2008). На рисунке 2.6 приведены графики этих переменных.

 

Рисунок 2.6 – Графики динамики анализируемых переменных

 

На рисунке 2.6 видим, что анализируемые переменные изменяются во времени почти параллельно, что может быть причиной их коллинеарности, в чём действительно убеждаемся, просмотрев матрицу парных коэффициентов корреляции (рисунок 2.7). Все коэффициенты корреляции между независимыми переменными оказались больше 0,9. В этом случае «доверять» коэффициентам уравнения не рекомендуется.

 

 

Рисунок 2.7. – Матрица парных коэффициентов корреляции

 

 

Рисунок 2.8 – «Полное» уравнение регрессии

 

 

Рисунок 2.9 – Уравнение регрессии с исключённой переменной

 

Как известно, мультиколлинеарность искажает смысл коэффициентов регрессии и делает их неустойчивыми. «Полное» уравнение регрессии не позволяет проследить последствия мультиколлинеарноси. Разве что малое значение статистики Дарбина – Уотсона указывает на наличие автокорреляции первого порядка (рисунок 2.8). Но относить этот факт на счёт мультиколлинеарности вряд ли корректно.

Попробуем проверить устойчивость коэффициентов регрессии, удалив из регрессии одну из переменных. Пусть это будет r3 (рисунок 2.9). Как видим, действительно коэффициенты «сокращённого» уравнения существенно отличаются от коэффициентов исходного уравнения. Кроме того, что коэффициенты значимо отличаются от их исходных значений по величине, сменился даже знак коэффициента при переменной r1. При этом точность уравнения регрессии с исключённой переменной значимо не изменилась. Разве что уменьшилось значение статистики Дарбина – Уотсона, что означает, что имеет место существенная автокорреляция первого порядка.

 

 

Рисунок 2.10 – Графики остатков, фактических и расчётных значений зависимой переменной

 

На рисунке 2.10 чётко просматривается наличие автокорреляции и гетероскедастичности остатков. Протестируем эти остатки по всем предпосылкам МНК.

 

 

Рисунок 2.11 – Гистограмма остатков регрессии и тест Jarque – Bera

 

Сначала проверим их на нормальный закон распределения (рисунок 2.11). Тест Jarque – Bera показывает, что гипотезу о нормальном законе следует отклонить, т. к. расчётный уровень значимости (Probability) меньше 0,05. У этого распределения асимметрия отрицательна – более «тяжёлый» левый хвост распределения, а эксцесс значимо больше трёх – более островершинное распределение по сравнению с нормальным. Как уже отмечалось, значимое влияние на свойство оценок этот факт не оказывает.

 

 

Рисунок 2.12 – Тест Breusch – Godfrey на автокорреляцию остатков

 

Протестируем остатки на автокорреляцию на основе теста Breusch – Godfrey (рисунок 2.12). На второй строчке отчёта о тесте Obs*-squared – это nR², расчётный уровень значимости для статистики теста – это Prob. Chi-Square (4). Для тестирования по этому тесту было выбрано 4 лаговых значения для остатков, т. е. тестировалась автокорреляция до 4–го порядка. Prob. Chi-Square(4) = 0,0, что меньше 0,05, значит гипотеза об отсутствии автокорреляции отклоняется.

Просматривая уравнение теста, видим, что имеется автокорреляция первого и четвёртого порядков, т. к. коэффициенты при RESID(–1) и RESID(–4) значимо отличаются от нуля 0 (расчётный уровень значимости для них меньше 0,05).

Автокорреляция первого порядка была видна и на основе статистики

Дарбина – Уотсона, а здесь выяснилось, что ещё имеется автокорреляция более высокого порядка.

Протестируем остатки на гетероскедастичность по тесту Уайта (Heteroskedasticity Test White – рисунок 2.13). В нашем случае nR² = 96,46, расчётный уровень значимости меньше 0,05, следовательно, гипотезу о гомоскедастичности остатков отклоняем и по уравнению теста видим, что остатки зависят от произведений переменных r1, r12 и от r6, r12, а также от r12².

Далее, протестируем уравнение регрессии на ошибку спецификации по Ramsey RESET-тесту (рисунок 2.14). Как видим, F-статистика теста равна 7,7 и расчётный уровень значимости (Probability) равен 0,0. Следовательно, гипотеза об отсутствии ошибки спецификации отклоняется. Из уравнения теста видно, что добавление двух нелинейных членов в уравнение регрессии несколько улучшило качество исходного уравнения (хоть и не значимо, но увеличились R² и , уменьшился информационный критерий Шварца). Хотя автокорреляция в остатках усилилась (статистика Дарбина – Уотсона приблизилась к нулю).

 

 

Рисунок 2.13 – Тест White на гетероскедастичность остатков регрессии

 

 

Рисунок 2.14 – Ramsey RESET-тест

 

RESET-тест не указывает на конкретный тип ошибочной классификации. Это дело исследователя. В нашем случае высокий уровень автокоррелированности остатков может указывать на пропуск в уравнении регрессии значимой независимой переменной.

Проиллюстрируем далее коррекцию стандартных ошибок МНК-оценок в случае их гетероскедастичности и автокоррелированности.

Если оценки гетероскедастичны, но в них отсутствует какая-либо автокорреляция, то, как отмечалось, скорректировать их стандартные ошибки с учётом гетероскедастичности можно, используя стандартные ошибки в форме Уайта. Чтобы реализовать эту процедуру в EViews, надо в окне специализации уравнения регрессии выбрать заставку «Options» и там выбрать в позиции «Coefficient covariance matrix» нужный метод (рисунок 2.15).

После выбора метода «White» получим (рисунок 2.16). Как видим на этом рисунке, стандартные ошибки были пересчитаны и стали больше по сравнению с аналогичными, вычисленными при использовании обычного МНК (рисунок 2.9). Значимость параметров при этом не изменилась.

А теперь проведём корректировку отклонений с помощью метода Ньюи – Веста. Здесь кроме гетероскедастичности предполагается ещё и автокорреляция остатков (см. рисунок 2.17).

Как видим, коррекция в этом случае оказалась более существенной, что привело даже к изменению значимости параметров – коэффициент при r1 оказался незначимым.

 

 

Рисунок 2.15 – Выбор процедур коррекции стандартных отклонений

 

 

Рисунок 2.16 – Стандартные ошибки в форме Уайта

 

Рисунок 2.17 – Стандартные ошибки в форме Ньюи – Веста

⇐ Предыдущая6789101112131415Следующая ⇒

Поделиться:

Воспользуйтесь поиском по сайту: