فحص مقابل التكامل المشترك في و الحسابية - الفوركس

شتوست: وحدة ستاتا لاختبار التجميع المشترك في الألواح غير المتجانسة يقوم الأمر شتويست بتنفيذ اختبارات التجميع المركب الأربعة التي طورها ويسترلوند (2007). والفكرة الأساسية هي اختبار عدم وجود التكامل المشترك من خلال تحديد ما إذا كان هناك تصحيح الخطأ لأعضاء الفريق الفردية أو لوحة ككل. والاختبارات عامة بما فيه الكفاية للسماح بدرجة كبيرة من عدم التجانس، سواء في علاقة التكامل المشترك على المدى الطويل أو في ديناميات المدى القصير، والاعتماد داخل الوحدات المستعرضة وكذلك عبرها. ويرد وصف روتين في بيرسين وستيرلوند (2008)، مجلة ستاتا 8 (2)، 232-241. ويعتمد الروتين على N. J. كوكس - mvsort - روتين، الذي يتم تضمينه في الحزمة. إذا واجهتك مشاكل في تنزيل ملف، تحقق مما إذا كان لديك التطبيق المناسب لمشاهدته أولا. في حالة وجود المزيد من المشاكل قراءة صفحة المساعدة إيدياس. لاحظ أن هذه الملفات ليست على موقع إيدياس. يرجى التحلي بالصبر لأن الملفات قد تكون كبيرة. مكون البرامج التي تقدمها كلية بوسطن قسم الاقتصاد في سلسلة مكونات البرامج الإحصائية مع عدد S456941. عند طلب تصحيح، يرجى ذكر هذه العناصر مقبض: ريبيك: بوك: بوكود: s456941. انظر معلومات عامة حول كيفية تصحيح المواد في ريبيك. بالنسبة للأسئلة التقنية المتعلقة بهذا البند أو لتصحيح مؤلفيه أو عنوانه أو معلوماته المجردة أو الببليوغرافية أو التنزيلية، يرجى الاتصال ب: (كريستوفر F بوم) إذا كنت قد قمت بتأليف هذا البند ولم تسجل بعد لدى ريبيك، فإننا نشجعك على القيام بذلك هنا . يسمح هذا بربط ملفك الشخصي بهذا العنصر. كما أنه يسمح لك لقبول الاستشهادات المحتملة لهذا البند الذي نحن غير مؤكد. إذا كانت المراجع مفقودة تماما، يمكنك إضافتها باستخدام هذا النموذج. إذا كانت المراجع الكاملة تشير إلى عنصر موجود في ريبيك، ولكن النظام لم يرتبط به، يمكنك المساعدة في هذا النموذج. إذا كنت تعرف العناصر المفقودة نقلا عن هذا واحد، يمكنك مساعدتنا في إنشاء تلك الروابط عن طريق إضافة المراجع ذات الصلة في نفس الطريقة المذكورة أعلاه، لكل بند الرجوع. إذا كنت مؤلفا مسجلا لهذا العنصر، فقد تحتاج أيضا إلى التحقق من علامة التبويب الاقتباسات في ملفك الشخصي، حيث قد تكون هناك بعض الاقتباسات في انتظار التأكيد. يرجى ملاحظة أن التصحيحات قد تستغرق بضعة أسابيع للتصفية من خلال خدمات ريبيك المختلفة. المزيد من الخدمات متابعة سلسلة والمجلات والمؤلفين أمبير أكثر أوراق جديدة عن طريق البريد الإلكتروني الاشتراك في الإضافات الجديدة ل ريبيك تسجيل المؤلف ملامح عامة للباحثين الاقتصاد تصنيفات مختلفة من البحوث في الاقتصاد أمب المجالات ذات الصلة من كان طالبا منهم، وذلك باستخدام ريبيك ريبك بيبليو المواد المنسقة أمبير أوراق حول مواضيع الاقتصاد المختلفة تحميل الورق الخاص بك لتكون مدرجة على ريبيك و إيدياس إكوناكاديميكش مدونة مجمع للاقتصاد البحوث الانتحال حالات الانتحال في الاقتصاد سوق العمل ورقات ريبيك ورقة عمل ورقة مخصصة لسوق العمل الخيال دوري نتظاهر كنت على رأس الاقتصاد قسم الخدمات من ستل بنك الاحتياطي الفيدرالي البيانات والبحوث والتطبيقات أمبير أكثر من مجلس سانت لويس للمحافظين في نظام الاحتياطي الفدرالي أوراق نقاش المالية الدولية رقم 915، ديسمبر 2007 --- قارئ الشاشة اختبار الإصدار للتكامل المشترك باستخدام منهجية جوهانسن عند المتغيرات هي المتكاملة المتكاملة إريك هجالمارسون، شعبة التمويل الدولي، في نواب المجلس الاحتياطي بوملر أوملسترهولم، قسم الاقتصاد، جامعة أوبسالا وصندوق النقد الدولي ملاحظة: أوراق مناقشة المالية الدولية هي مواد أولية عممت لتحفيز النقاش والتعليق النقدي. وينبغي أن تفسر المؤلف أو المؤلفون المراجع الواردة في المنشورات إلى ورقات المناقشة المتعلقة بالتمويل الدولي (بخلاف الإقرار بأن الكاتب قد تمكن من الوصول إلى مواد غير منشورة). تتوفر إفدس الأخيرة على الويب في federalreserve. govpubsifdp. يمكن تحميل هذه الورقة دون تهمة من المكتبة الإلكترونية شبكة أبحاث العلوم الاجتماعية في سسرن. أنت تغادر موقع مجلس الاحتياطي الاتحادي على شبكة الإنترنت. موقع الويب الذي قمت بتحديده هو موقع خارجي موجود على خادم آخر. ولا يتحمل المجلس أي مسؤولية عن أي موقع خارجي. وهي لا تؤيد المعلومات أو المحتوى أو العرض أو الدقة ولا تقدم أي ضمان، صريحة أو ضمنية، فيما يتعلق بأي موقع خارجي. شكرا لكم لزيارة موقع المجلس على شبكة الإنترنت. إسرن نحن التحقيق في خصائص يوهانسنس (1988، 1991) أقصى القيم الذاتية واختبار التتبع للتكامل المشترك في ظل الوضع ذات الصلة تجريبيا من المتغيرات شبه المتكاملة. وباستخدام تقنيات مونت كارلو، نبين أنه في نظام يتسم بمتغيرات شبه متكاملة، تكون احتمالات التوصل إلى نتيجة خاطئة فيما يتعلق بمرتبة التكامل بين النظام أعلى عموما من الحجم الاسمي. ومن ثم فإن خطر استنتاج أن السلسلة التي لا علاقة لها بالتكامل هي كوانتيغراتد وبالتالي لا يمكن تجاهلها. ويمكن تخفيض معدل الرفض الهامشي عن طريق إجراء اختبارات إضافية للقيود على ناقل (ناقلات) التماسك المشترك، وإن كان لا يزال أكبر بكثير من الحجم الاسمي. الكلمات الرئيسية: التكامل المشترك، والجذع شبه الجذر، والرفض الهامشي، والمحاكاة مونت كارلو تصنيف جيل: C12، C15، C32 1 مقدمة كانت أساليب التكامل المشترك أدوات شعبية جدا في العمل الاقتصادي التطبيقي منذ إدخالها قبل عشرين عاما. ومع ذلك، فإن افتراض جذر الوحدة الصارم الذي تعتمد عليه هذه الطرق عادة ما يكون من السهل تبريره لأسباب اقتصادية أو نظرية. فعلى سبيل المثال، يبدو أن متغيرات مثل التضخم وأسعار الفائدة وأسعار الصرف الحقيقية ومعدلات البطالة تبدو شديدة الاستمرارية، وكثيرا ما تصاغ على أنها عمليات جذر الوحدة. ولكن، هناك القليل من الأسباب الأولية للاعتقاد بأن هذه المتغيرات لها جذر وحدة بالضبط، بدلا من الجذر على مقربة من الوحدة. في الواقع، هذه المتغيرات غالبا ما تظهر علامات على انعكاس متوسط ​​في عينات طويلة بما فيه الكفاية. 1 وبما أن اختبارات الجذر وحدة لديها قدرة محدودة جدا للتمييز بين الجذر وحدة وبديل قريب، افتراض الجذر وحدة نقية وعادة ما يقوم على الراحة بدلا من الحقائق النظرية أو التجريبية قوية. وقد دفع ذلك الكثير من الاقتصاديين والاقتصاديين الاقتصاديين إلى الاعتقاد بأن العمليات شبه المتكاملة، التي تسمح صراحة لانحراف صغير (غير معروف) عن افتراض جذر الوحدة النقي، لتكون طريقة أكثر ملاءمة لوصف العديد من السلاسل الزمنية الاقتصادية انظر، على سبيل المثال، الأسهم (1991)، كافاناغ إت آل. (1995) وإليوت (1998). 2 تتسم السلاسل الزمنية شبه المتكاملة والمتكاملة بتأثيرات على التقدير والاستدلال التي تتشابه في العديد من النواحي. فعلى سبيل المثال، تمثل الانحدارات الزائفة مشكلة عندما تكون المتغيرات شبه متكاملة ومتكاملة، ومن ثم فهي ذات صلة أيضا بمناقشة التكامل المشترك للمتغيرات شبه المتكاملة انظر فيليبس (1988) لإجراء مناقشة تحليلية بشأن هذه القضايا. ولسوء الحظ، فإن الإجراءات الاستنتاجية المصممة للبيانات الناتجة عن عمليات الجذر للوحدات لا تميل إلى أن تكون قوية للانحرافات عن افتراض جذر الوحدة. فعلى سبيل المثال، يبين إليوت (1998) أن التشوهات الكبيرة الحجم يمكن أن تحدث عند الاستدلال على ناقلات التكامل المشترك في نظام تتبع فيه المتغيرات الفردية العمليات شبه الجذر للوحدة بدلا من العمليات الجذرية للوحدة النقية. والغرض من هذه الورقة هو التحقق من تأثير الانحرافات عن افتراض الجذر للوحدة على تحديد رتبة التكامل المشترك للنظام باستخدام جوهانزنس (1988-1991) الحد الأقصى للقيم الذاتية واختبارات التتبع. على عكس الاستدلال فيما يتعلق بالنواقل المشتركة، لم يتم التحقيق في هذه المسألة كثيرا في الأدب. ولذلك فإن المساهمة الأولى للورقة الحالية هي توثيق معدلات الرفض للاختبارات المعيارية للتكامل المشترك، باستخدام إطار جوهانسن، في نظام تكون فيه المتغيرات شبه متكاملة. ومن خلال عمليات محاكاة مونت كارلو واسعة النطاق، نبين أن احتمال التوصل إلى نتيجة خاطئة فيما يتعلق بمرتبة التكامل بين النظام أعلى عموما من الحجم الاسمي. أي أن الحجم الاسمي للاختبار يمكن أن يقلل إلى حد كبير من مخاطر العثور على علاقة زائفة بين المتغيرات شبه المتكاملة غير ذات الصلة. في نظام ثنائي المتغيرات البسيط، يمكن لمعدل الرفض الهامشي أن يتراوح بين 20 و 40 في المئة لأقصى قدر من التجارب الذاتية والتتبع على التوالي، وذلك باستخدام حجم اسمي قدره خمسة في المئة. حتى معدلات الرفض أعلى وجدت في نظام تريفاريت. والمساهمة الثانية هي إظهار كيف يمكن لسلسلة من الاختبارات الإضافية على ناقل (ناقلات) التماسك المشترك أن تساعد في تحسين أداء الاختبارات وتقليل معدل الرفض الهامشي. ومع ذلك، حتى بعد اتخاذ هذه الخطوات الإضافية، فإن معدل الرفض من الاختبار لا يزال أكبر بكثير من الحجم الاسمي. وينطبق ذلك بشكل خاص على النظام التريفارياتي حيث يتم توثيق معدلات الرفض الزائفة بين 15 و 20 في المئة للاختبارات الاسمية الخمسة في المئة. وعموما، فإن أداء اختبار التتبع يبدو أسوأ من ذلك من اختبار الحد الأقصى للقيمة الذاتية. ومع ذلك، فإن كلا الاختبارين لديهم انحرافات كبيرة بما فيه الكفاية عن الحجم الاسمي أن الممارسين يجب أن يكون على بينة من المشاكل المرتبطة بإجراءات يوهانسنز في ظل هذه الظروف. ويساعد التسلسل المقترح للاختبارات الإضافية على تخفيف بعض حساسية إجراءات جوهانسن للانحرافات عن افتراض جذر الوحدة الصارم. إلا أنها لا تزيل المشكلة. يتم تنظيم بقية هذه الورقة على النحو التالي: القسم 2 يعطي مقدمة موجزة لمنهجية يوهانسنس والقسم 3 يعرض دراسة مونت كارلو. في القسم 4، نقدم توضيحا تجريبيا للمشاكل المرتبطة المتغيرات شبه المتكاملة باستخدام بيانات الولايات المتحدة على التضخم مؤشر أسعار المستهلكين ومعدل الفائدة الاسمية قصيرة. ويختتم القسم 5. 2 اختبار التكامل المشترك باستخدام منهجية يوهانزنس منهجية يوهانسنس تأخذ نقطة انطلاقها في الانتكاس الذاتي ناقلات (فار) من النظام الذي قدمه هنا هو حجم العينة وهو: ث أكبر ارتباط متعارف عليه. اختبار الاختبار اختبار الفرضية نول من ناقلات التكامل المشترك ضد فرضية بديلة من ناقلات التكتل المشترك. ومن ناحية أخرى، يختبر الاختبار الأقصى للقيمة الذاتية الفرضية الباطلة لناقلات التكتل المشترك مقابل الفرضية البديلة لناقلات التكتل المشترك. ولا يتبع أي من إحصائيات الاختبار هذه توزيع مربع كاي بشكل عام، ويمكن العثور على القيم الحرجة المتقلبة في يوهانسن وجوسيليوس (1990)، وتعطى أيضا من قبل معظم حزم البرامج الاقتصادية. وبما أن القيم الحرجة المستخدمة للإحصاءات القصوى للقيمة النسبية واختبار التتبع تستند إلى افتراض جذر وحدة نقية، فإنها لن تكون صحيحة عندما تكون المتغيرات في النظام عمليات شبه جذر وحدة. 4 وهكذا، فإن السؤال الحقيقي هو مدى حساسية الإجراءات جوهانزنز إلى الانحرافات من افتراض الجذر الوحدة النقية. على الرغم من أن منهجية جوهانسنس تستخدم عادة في بيئة تكون فيها جميع المتغيرات في النظام I (1)، فإن وجود المتغيرات الثابتة في النظام ليس من الناحية النظرية مشكلة، ويوهانسن (1995) يقول أن هناك حاجة قليلة لاختبار ما قبل الاختبار في نظام لإقامة نظامها من التكامل. إذا كان متغير واحد هو I (0) بدلا من I (1)، وهذا سوف يكشف عن نفسه من خلال ناقلات متآمر الذي امتدت مساحة من قبل المتغير الثابت الوحيد في النموذج. على سبيل المثال، إذا كان النظام في المعادلة (2) يصف نموذجا حيث هو I (1) و I (0)، ينبغي للمرء أن يتوقع أن نجد أن هناك ناقل متصالح واحد في النظام الذي يعطى من قبل. في حالة وجود مرتبة كاملة، جميع المتغيرات في النظام ثابتة. (5) إن كون المتغيرات الثابتة في نظام ما من شأنه أن يعرض ناقلات مترابطة للتجميع المشترك هو أمر ينبغي أن يوضع في الاعتبار في العمل التجريبي. أي أنه من الممارسات الجيدة في قياس الاقتصاد القياسي أن تتضمن دائما اختبارات على ناقلات التكافؤ لتحديد ما إذا كانت القيود ذات الصلة مرفوضة أم لا. وإذا لم يتم اختبار هذه القيود، يمكن أن يؤخذ خطأ في التصنيف غير الصفر كدليل لصالح التكامل المشترك بين المتغيرات. ويكتسي ذلك أهمية خاصة عندما تكون هناك آراء مسبقة قوية بشأن المتغيرات التي يمكن أن تكون في علاقة التماسك المشترك. ومن الأمثلة الواضحة على ذلك الأدبيات المتعلقة بتوازن أسعار الصرف الحقيقية. على سبيل المثال، في الدراسات التي تستخدم ما يسمى نهج بير - الذي يرتبط سعر الصرف الحقيقي إلى المحددات الأساسية - تقنيات التكامل المشترك هي شائعة للغاية. 6 بعد العثور على دعم لناقل متجانس في نظام ما، غالبا ما يكون الحال في تلك الأدب أن معامل سعر الصرف الحقيقي يتم تطبيعه إلى واحد، مما يجبره على أن يكون جزءا من علاقة التماسك المشترك. ومع ذلك، نادرا ما يتم إجراء اختبارات لما إذا كانت جميع المعاملات الأخرى في ناقلات التكافؤ صفر. وحتى النادرة هي اختبارات ما إذا كان الناقل المتجانس الوحيد يرجع إلى حتمية بعض المتغيرات الأخرى في النظام، على الرغم من أن المحددات المقترحة لأسعار الصرف الحقيقية في كثير من الحالات يمكن القول بأنها ثابتة. ويستند عدم الحاجة إلى تمييز مسبق بين المتغيرين I (1) و I (0) على افتراض أن أي متغير غير I (1)، أو عملية جذر وحدة نقية، هو ثابت I (0) معالجة. وبالتالي، فإن هذه المرونة الواضحة لا تجعل هذه الطريقة قوية للمتغيرات شبه المتكاملة، لأنها لا تدخل في أي من هذين التصنيفين. ومع ذلك، فإن اختبارات المواصفة المذكورة أعلاه من ناقلات التماسك المشترك تشير إلى طريقة لجعل الاستدلال أكثر قوة في الوجود المحتمل للمتغيرات شبه الجذر للوحدة. على سبيل المثال، مع الأخذ في الاعتبار الحالة الثنائية المتغيرة الموضحة أعلاه، اختبار صريح ما إذا كان سيساعد على استبعاد العلاقات الزائفة التي لا يتم رفضها من قبل الحد الأقصى الأولي لقيمة ذاتية أو اختبار التتبع. 7 على الرغم من أننا نقول أن مثل هذه الاختبارات مواصفات يجب أن يتم في كل نوع من التطبيقات تقريبا، فمن المرجح أن تكون مفيدة جدا في الحالات التي من المرجح أن يكون المتغيرات ذات جذور شبه متجانسة والاختبار الأولي لترتيب التكامل المشترك منحازة. 8 3 دراسة مونت كارلو يتم إعطاء عملية توليد البيانات (دغب) للمتجه x1 من حيث هو المعلمة المحلية إلى الوحدة التي، من أجل البساطة، يفترض أن تكون مشتركة لجميع المتغيرات، هو مصفوفة الهوية x، و متجه x1 للإضطرابات إيد الموزعة عادة مثل ذلك و. نحن نحقق في تردد الرفض الزائفة من جوهانزن أقصى القيم الذاتية واختبارات التتبع لأنظمة الحجم وتعيين حجم العينة ل. التي تغطي معظم الحالات ذات الصلة تجريبيا. لجميع تركيبات و، نترك تأخذ القيم بين 0 و -60. 9 يتم تعيين الحجم الاسمي لجميع الاختبارات إلى خمسة في المئة. نقدر القيمة المعرضة للمخاطر في المعادلة (2). وبالنظر إلى دغب في المعادلة (6)، يتم تعيين طول تأخر في فار إلى القيمة الصحيحة لل. وعلاوة على ذلك، فإننا نستخدم مواصفات الأكثر شيوعا تجريبيا، والذي يسمح للثابت في العلاقة كوينغراتينغ ولكن لا يوجد اتجاه حتمي في البيانات. من أجل الراحة الشخصية، سيتم قمع المدى الثابت في التحليل التالي. وبما أن المتغيرات في النظام لا علاقة لها على الإطلاق، فإن التردد الذي توجد به دلالة علاقة التكامل المشترك ينبغي أن يكون مساويا للحجم الاسمي. 10 ومع ذلك، فإن رفض الفرضية الفارغة، لا يؤدي تلقائيا إلى استنتاج كاذب بأن هناك تكاملا مشتركا بين المتغيرات في النظام. في حالة المتغيرين، لن يؤدي الرفض إلى رفض الفرضية الصفرية من عدم وجود تكامل إذا: أ) H 0. r 1 مرفوض أيضا. وفيما يتعلق بمؤشر دغب المدروس أعلاه، فإن هذا يعني أن كلا المتغيرين ثابتان لأن المصفوفة لها مرتبة كاملة. ب) H 0. r 1 لا يمكن رفضه ولكن لا يمكن رفض القيد أو ب). في أي من هذه الحالات، فإننا نخلص إلى أنه لا يوجد التكامل المشترك بين و. إذا كان التقييد في الحكم صحيح، والاستنتاج هو أن ثابتة وأنه ليس لديها علاقة طويلة المدى مع. إذا كان الحكم في الثاني) بدلا من ذلك الحكم صحيحا، فإن الاستنتاج تعادل تكون متماثلة. في حالة تريفاريت، رفض لن يؤدي إلى رفض فرضية نول من عدم التكامل المشترك إذا: ج) H 0. r 1 و H 0. r 2 مرفوضة أيضا. وفيما يتعلق بمؤشر دغب المدروس أعلاه، فإن هذا يعني أن جميع المتغيرات الثلاثة ثابتة حيث أن المصفوفة لها مرتبة كاملة. د) H 0. r 1 لا يمكن رفضه ولكن التقييد إي). 4) أو أيضا لا يمكن رفضها. وعلى غرار حالة المتغيرين، نستنتج أن المتجه المشترك الوحيد في النظام يرجع إلى متغير ثابت بدلا من التكامل المشترك بين المتغيرات. ه) H 0. r 1 مرفوض ولكن H 0. r 2 ليس، في نفس الوقت الذي تفرض فيه القيود في). 7) أو الثامن) لا يمكن رفضها. كما هو الحال في و، ونحن نخلص إلى أنه لا يوجد التكامل المشترك بين المتغيرات وأن المتجهات المركزة ويرجع ذلك إلى المتغيرات الثابتة. ومن الواضح أن تفسير القيود المفروضة على ناقلات التماسك المشترك المذكورة أعلاه - وهي أن المتغيرات قد تكون متكاملة لأوامر مختلفة - ليس صحيحا تماما لأننا نعلم أن جميع المتغيرات قريبة من التكامل مع نفس المعلمة المحلية إلى الوحدة. ومع ذلك، فإن التفسير هو أن الباحث التطبيقي، الذي يعمل ضمن الافتراضات الضمنية لإطار يوهانسن، سوف يستخلص. وأخيرا، تجدر الإشارة إلى أن مخطط الاختبار المذكور أعلاه يثير بعض المخاوف بشأن خصائص الاختبارات تحت بديل التكامل المشترك. على وجه الخصوص، عندما يتم العثور على مصفوفة أن يكون مرتبة كاملة - وجميع المتغيرات في النظام وفقا لذلك يتم الحكم ثابتة - أبيليتي للكشف في الواقع التكامل المشترك بين متغيرات ثابتة شبه ثابتة محدودة. وعلى الرغم من أنه خارج نطاق هذه الورقة، فإن هذه القضايا تحتاج إلى معالجة واضحة في إطار التمديد الرسمي لإطار جوهانسن إلى المتغيرات شبه المتكاملة. 3.2 النتائج يبين الشكلان 1 و 2 ترددات الرفض الهامشي للأنظمة المتغيرة الثنائيات والمتغيرة على التوالي. ويظهر العمودان الأيسران في كلا الشكلين الترددات الرفضية الرفضية عندما يؤخذ مرتب التكافؤ في النظام وحده كدليل على التكامل المشترك بين المتغيرات. هذا هو ببساطة عندما نخلص إلى أنه في حالة المتغيرين وإما في حالة تريفاريات. أذكر أن أو كلاهما يعني أنه تم استخلاص النتيجة الصحيحة منذ المتغيرات في النظم هنا هي لا علاقة لها تماما. في العمود الأيمن، من ناحية أخرى، اختبارات إضافية في، أو تجري أيضا. وهذا يعني أن الاستنتاج الصحيح لعدم التكامل بين المتغيرات يمكن استخلاصه أيضا في حالة المتغيرين ولأو في حالة تريفاريت وليس فقط ل أو. الشكل 1. تردد الرفض الهامشي للنظام ثنائي المتغيرات. الشكل 2. تردد الرفض الهامشي لنظام تريفاريت. كونيسدرينغ النظام ثنائي المتغيرات في الشكل 1، فمن الواضح من العمود الأيسر أنه إذا كان المرء يعتمد حصرا على رتبة المقدرة للنظام الاستدلال، وهناك خطر كبير من الاستنتاج بشكل مثير للدهشة أن متغيرات غير ذات صلة تماما هي كوينيغراتد. وعندما يكون صغيرا بالقيمة المطلقة، فإن تردد الرفض قريب من الحجم الاسمي. ومع ذلك، فمن الواضح بالفعل أن الاختبارات هي بشدة على رفض على وجه الخصوص، واختبار التتبع خصائص سيئة للغاية مع تردد رفض هامشي ما يقرب من 18 في المئة. وتصل المشكلة إلى ذروتها بالنسبة إلى قيمة حيث تصل الاختبارات القصوى للقياس الذاتي والتتبع إلى ترددات رفض هامشية تبلغ حوالي 21 و 38 في المائة على التوالي، بغض النظر عن حجم العينة. كما يصبح أكبر من ذلك بكثير في القيمة المطلقة، وينخفض ​​تردد رفض ونهج صفر ل. والسبب في ذلك هو أن كلا من الاختبار الأقصى للقياس الذاتي والتتبع يستنتجان بشكل صحيح أن ذلك يعني أن كلا المتغيرين ثابتان. ويوضح الصف العلوي من الشكل A1 في الملحق كذلك هذه الظاهرة من خلال إظهار نتائج اختبارات الرتب الفردية في حالة. وبالانتقال إلى العمود الأيمن في الشكل 1، يمكن ملاحظة أنه إذا أجريت اختبارات وتم إجراؤها بعد فشلها في رفض ذلك، فإن تردد الرفض الهامشي ينخفض ​​بشكل كبير في كلا الاختبارين. ومع ذلك، في حين يتم تخفيف المشكلة، فإنه لا يزال استنتج أن هناك علاقة التكامل بين حوالي 10 في المئة من الوقت الذي هو في حي -17 هذا هو الحال بغض النظر عن الاختبار المستخدم. نتائج نظام تريفاريت هو مبين في الشكل 2 مماثلة نوعيا جدا لتلك التي من النظام ثنائي المتغيرات، ولكن مشكلة الرفض الهامشي هو أسوأ من الناحية الكمية للنظام الأكبر. هناك فاصل زمني كبير من القيم، حيث يكون لكل من اختباري القيم الذاتية والتبعية القصوى ترددات رفض هامشية عالية جدا، بغض النظر عما إذا كنا ننظر فقط إلى الرتبة (العمود الأيسر) أو نجري الاختبارات الإضافية بعد تحديد الرتبة (العمود الأيمن ). وبالنسبة لحوالي -18 إلى -20، فإن تردد الرفض هو الأعلى. وحتى إذا أجريت اختبارات إضافية على ناقلات التكتل المشترك، فإن الحد الأقصى للخصائص النسبية واختبارات التتبع لها معدلات رفض مرتفعة بشكل غير مقبول: 16 و 21 في المائة على التوالي بغض النظر عن حجم العينة. وأخيرا، بالنسبة إلى أو أصغر، يكون تردد الرفض الهامشي صفرا تقريبا حيث أن كلا الاختبارين يخلصان دائما إلى أن الرتبة تساوي ثلاثة. ويظهر ذلك مرة أخرى في الصف السفلي من الشكل A1 في الملحق. وباختصار، لا يمكن الاعتماد على الحد الأقصى للقيمة الذاتية ولا اختبار التتبع من حيث تقييم ما إذا كانت المتغيرات مركزة عند عدم وجود بيانات دقيقة للجذور. وبالنسبة للقيم المعقولة، يمكن أن يكون تردد الرفض الهامشي أعلى بعدة مرات من الحجم الاسمي. 4 التوضيح التجريبي ننتقل بعد ذلك إلى تطبيق تجريبي حيث يمكن القول بأن مجموعة دغب التي تقوم على السلسلة من المحتمل أن تكون شبه متكاملة. ونظرا لالستمرار الكبير في معدالت الفائدة االسمية والتضخم في العديد من البلدان، كان هناك نهج شعبي لاختبار فرضية فيشر في السنوات األخيرة هو استخدام تقنيات التكامل المشترك، على سبيل المثال، ماكدونالد ومورفي) 1989 (، والاس أند وارنر) 1993 (، ، كرودر و هوفمان (1996) و جونتيلا (2001). وهذا منطقي إلى حد ما حيث أشير إلى أن فرضية فيشر تفسر بشكل أفضل على أنها حالة توازن طويلة المدى (سومرس، 1983). ومع ذلك، فقد تساءل الكثير من البحوث عن الافتراض الضمني أو الصريح في هذه الأوراق أن التضخم ومعدل الفائدة الاسمية هما (1) انظر، على سبيل المثال، وو و تشانغ (1996) و كولفر و بابيل (1997) و لي و وو ) وو وو تشن (2001) وباشر أند وسترلوند (2006). كما أن وجود جذور عميقة في التضخم أو معدلات الفائدة الاسمية لا يزال بعيدا عن بعض الشيء، ومن المثير للاهتمام إعادة النظر في مسألة التكامل المشترك بينهما في ضوء دراسة مونت كارلو المذكورة أعلاه. نحن نستخدم بيانات شهرية عن سعر الفائدة الاسمي القصير في الولايات المتحدة، الذي قدمه فاتورة الخزانة لمدة ثلاثة أشهر ودللت عليه، وتضخم مؤشر أسعار المستهلك، من يناير 1974 إلى أكتوبر 2006. وقد قدم البيانات من قبل مجلس محافظي نظام الاحتياطي الفدرالي ويتم عرضها في الشكل (3). ويبين الجدول 1 نتائج اختبار جذور وحدة ديكي-فولر (سعيد وديكي، 1984)، حيث تم تحديد طول التأخر باستخدام معيار المعلومات أكايك (1974). كما يمكن أن يرى، لا يمكن رفض الفرضية الفارغة لجذر الوحدة لأي متغير. وبالإضافة إلى ذلك، يبين الجدول 1 فترات الثقة 95 للمعلمة المحلية إلى الوحدة والجذر الانحدار الذاتي المقابلة 1، لكل من المتغيرات. ويتم الحصول عليها عن طريق عكس إحصائية اختبار أدف كما هو موضح في ستوك (1991). ويغطي نطاق القيم الممكنة بوضوح القيم التي سجلت فيها أكبر معدلات الرفض الهامشي في دراسة مونت كارلو. الجدول 1. النتائج من اختبار ديكي-فولر المعزز. ملاحظة: قيمة p بين قوسين (). 5 الخاتمة وقد بحثت هذه الورقة خصائص يوهانسنس أقصى القيم الذاتية واختبارات التتبع للتكامل المشترك في ظل الوضع ذي الصلة تجريبيا من المتغيرات شبه المتكاملة. وعموما، تظهر النتائج أن هناك احتمال كبير، أكبر بكثير من الحجم الاسمي للاختبار، من اختتام زورا أن سلسلة لا علاقة لها تماما هي كونيغراتد. ووجدنا أن الفحص المنتظم للاختبارات الإضافية على ناقل (ناقلات) التكافؤ - استنادا إلى يوهانزنس يدعي أن هناك حاجة قليلة إلى اختبار متغيرات ما قبل الجذور - يساعد على تقليل تردد الرفض الهامشي. ومع ذلك، يظل تردد الرفض الهامشي كبيرا ويبدو أنه يتزايد مع عدد المتغيرات في النظام، حتى بعد تطبيق اختبارات المواصفات هذه. يتم الحصول على النتائج في محاكاة مونت كارلو في ظل ظروف مثالية. وهذا يعني أن البيانات موزعة عادة، ويعرف طول التأخر في القيمة المعرضة للمخاطر في المستويات ويساوي الواحد. في الممارسة العملية، ليس لدينا فائدة من إعطاء النموذج الصحيح - لا من حيث المتغيرات في النظام ولا طول التأخر - والمشاكل التي تظهر في هذه الورقة من المرجح أن تتفاقم. وتوضح النتائج الواردة في هذه الورقة أيضا حساسية أساليب التكامل المشترك للانحرافات عن افتراض جذر الوحدة النقي، كما أشار إليوت في الأصل (1998) فيما يتعلق بالاستدلال على النواقل المشتركة. وبما أن اختبارات الجذر وحدة لا يمكن التمييز بسهولة بين الجذر وحدة والبدائل قريبة، وهذا يثير ملاحظة وقائية لتفسير النتائج من دراسات التكامل المشترك. على وجه الخصوص، فإنه يثير تساؤلات حول الاستنتاجات التي تم التوصل إليها في الدراسات السابقة التي اعتمدت على أساليب التكامل المشترك على الرغم من أن وجدت أدلة على ثبات المتغيرات المدرجة انظر، على سبيل المثال، كرودر وهوفمان (1996) وجرانفيل وماليك (2004). طريقة واحدة لجعل إجراء جوهانسن أكثر قوة إلى قرب-- جذور-- وحدة قد يكون من خلال بونفيروني نوع الحدود الإجراء كما اقترحها كافانا وآخرون. (1995) للاستدلال على ناقلات التكتل المشترك و هجالارسون و أوملسترهولم (2007) للاختبارات المتبقية من التكامل المشترك. المراجع أكايك، H. (1974)، كوتا نظرة جديدة على النموذج الإحصائي إيدنتيفيكاتيونوت، معاملات إيي على التحكم الآلي 19، 716-723. (باغشي، D. تشورتارياس، G. E. أند ميلر، S. M. (2004)، كوت ذي ريال إكسهانج ريت إن سمال، أوبين، ديفيلوبيد إكونوميس: إيفيدنس فروم كوينغريغاتيون أناليسيسكوت، إكونوميك ريكورد 80، 76-88. باشير، S. أند ويستيرلوند، J. (2006)، كوتس هناك بالفعل جذور الوحدة في معدل التضخم المزيد من الأدلة من بيانات لوحة موديلزكوت، القادمة في رسائل الاقتصاد التطبيقي. كامبل، J. Y. أند يوغو M. (2006)، كوتيفيسيت تيستس أوف ستوك ريتورن بريديكتابيليتيوت، جورنال أوف فينانسيال إكونوميكس 81، 27-60. كاردوسو، E. (1998)، كوفيرتوال ديفيسيتس أند باتينكين إفكتكوت، إمف ستاف بابيرس 45، 619-646. كافاناغ، C. إليوت، G. أند ستوك J. (1995). كوتينفيرنس في النماذج مع ريجرسورسكوت المتكاملة تقريبا، نظرية الاقتصاد القياسي 11، 1131-1147. كلارك، P. B. أند ماكدونالد، R. (1999)، كوتكسشانج ريتس أند إكونوميك فوندامنتالس: A ميثودولوجيكال كومباريسون أوف بيرس أند فيرسكوت، إن: ماكدونالد، R. أند ستاين، J. L. (إدس) إكيلبريوم إكسهانج ريتس. كلور أكاديميك بريس، نورويل. كرودر، W. J. أند هوفمان، D. L. (1996)، ذي ذي لونغ-رن ريلاتيونشيب بيتوين نومينال ريتس ريتس أند إنفلاتيون: ذي فيشر إكاتيون ريفيسيتكوت، جورنال أوف ماني، كريديت أند بانكينغ 28، 102-118. كولفر، S. E. أند بابيل، D. H. (1997)، كوتس ثير a أونيت روت إن ذي إنفلاتيون ريت إيفينيدس فروم سيكتيونال برياك أند بانيل داتا موديلزكوت، جورنال أوف إكونوميتريكس 12، 436-444. إليوت، G. (1998)، كوتون ذي روستنيس أوف كومينغراشيون ميثودس عندما ريجريسورس تقريبا وحدة روتسكوت، إكونوميتريكا 66، 149-158. غرانفيل، B. أند ماليك، S. (2004)، كوتشر هيبوثيسيس: أوك إيفيندس أون a سينتوريكوت، أبليد إكونوميكس ليترز 11، 87-90. هجالمارسون، E. و أوملسترهولم، P. (2007)، اختبارات كروسزيدوال من التكامل المشترك للمتغيرات شبه الجذر للوحدة، أوراق نقاش التمويل الدولي 907، مجلس محافظي نظام الاحتياطي الفدرالي. جوهانزن، S. (1988)، التحليل الإحصائي للتكامل المشترك فيكتورسكت، مجلة الديناميات الاقتصادية والتحكم 12، 231-254. يوهانسن، S. (1991)، كوتيماتيون أند هيبوثيسيس تستينغ أوف كومبريغاتيون فيكتورس إن غاوس فيكتور أوتورجريسيف موديلزكووت، إكونوميتريكا 59، 1551-1580. يوهانسن، S. (1995)، الاستدلال القائم على الاحتمالات في نماذج ناقلات الانحدار الذاتي المركزة. مطبعة جامعة أكسفورد، نيويورك. يوهانسن، S. أند جوسيليوس، K. (1990)، كوتماكسيموم ليبرهود إستيماشيون أند إنفيرانس أون كومبريغاتيون - ويث أبليكاتيونس تو ديماند فور مونيكوت، أوكسفورد بوليتين أوف إكونوميكس أند ستاتيستيكش 52، 169-210. جونسون، G. (2001)، كوتينفلاتيون، ماني ديماند، أند بورشاسينغ باور بيلتيتي إن سوث أفريكاكوت، إمف ستاف بابيرس 48، 243-265. جونتيلا، J. (2001)، كوتينغست a فيشر فيسيون أوبتيون فور a سمال أوبين إكونومي: ذي كيس أوف فينلاندكوت، جورنال أوف ماكروكونوميكس 23، 577-599. خميس، M. أند ليون، A. M. (2001)، كوتكان كيرنسي ديماند بي ستابل ويث a فينانسيال ديزابيليتي ذي كيس أوف ميكسيكووت، إمف ستاف بابيرس 48، 344-366. لي، H.-Y. و وو، J.-L. (2001)، معدل انحسار معدلات التضخم: أدلة من 13 منظمة التعاون والتنمية في الميدان الاقتصادي، مجلة الاقتصاد الكلي 23، 477-487. ماكدونالد، R. أند مورفي، P. D. (1989)، كوتستينغ ذي لونغ رن ريلاتيونشيب بيتوين نومينال ريتس ريتس أند إنفلاتيون أوسينغ كوينغريغاتيون تيشنيكوتسوت، أبليد إكونوميكس 21، 439-447. مالي، J. أند موتوس، T. (1996)، كوتونيمبلويمنت أند كونسومبتيونكوت، أوكسفورد إكونوميك بابيرس 48، 584-600. أوملسترهولم، P. (2004)، كوتيلينغ أربعة وحدة طيور الجذر في الاقتصاد الأمريكي مع ثلاثة لوحة وحدة الجذر اختبار ستونيسكوت، الاقتصاد التطبيقي رسائل 11، 213-216. فيليبس، P. C.B (1988)، نظرية الانقراض ل سيريسكوت الوقت الأدنى تقريبا، إكونوميتريكا 56، 1021-1043. روز، A. K. (1988)، كوتس ذي ريال ريلاتيون ستات ستابليكوت، جورنال أوف فينانس 43، 1095-1112. سونغ، F. M. أند وو، Y. (1997)، كوتهيستريسيس إن إمبلويمنت: إيفيدنس فروم 48 أوس ستيتسكوت، إكونوميك إنكيري 35، 235-243. سونغ، F. M. أند وو، Y. (1998)، كوتهيستريسيس إن إمبلويمنت: إيفيدنس فروم أويسد كونتاكوت، ريسولتلي ريفيو أوف إكونوميكس أند فينانس 38،181-192. ستوك، J. H. (1991)، الفواصل الزمنية للوقوف على أكبر جذر الانحدار الذاتي في الولايات المتحدة الاقتصادية الوقت سيريسكوت، مجلة الاقتصاد النقدي 28، 435-460. (1983)، اقتباس عدم تعديل أسعار الفائدة الاسمية: دراسة عن تأثير فيشر، في: توبين، J. (الاقتصاد الكلي)، الأسعار والكميات: مقالات في ذاكرة آرثر م. أوكون. بلاكويل، أكسفورد. تايلور، M. P. أند سارنو، L. (1998)، كو ذي فيفيور أوف ريال إكسهانج ريتس دورينغ ذي ذي بوست-بريتون وودس بيريودكوت، جورنال أوف إنترناشونال إكونوميكس 46، 281-312. والاس، M. أند وارنر، J. (1993)، كوت ذي فيشر إفكت أند ذي تيرم ستروكتور أوف إنتيريست ريتس: تيست أوف كوانتيغراتيونكوت، ريفيو أوف إكونوميكس أند ستاتيستيكش 75، 320-324. وو، Y. أند تشانغ، H. (1996)، كوتمان ريفرزيون إن إيماجيس ريتس: نيو غيدنس فروم a بانيل أوف أويسد كونتاكوت، جورنال أوف ماني، كريديت أند بانكينغ 28، 604-621. الشكل A1. التردد الذي يستنتج أن رتبة التكامل المشترك r. ملاحظة: حجم العينة هو t500. الحجم الاسمي هو 5. نحن ممتنون لميريديث بيتشي، لينارت هجالمارسون وراندي هجالارسون للتعليقات القيمة على هذه الورقة وبنيامين تشيكوين للحصول على مساعدة بحثية ممتازة. سترهولم تعرب عن امتنانها للدعم المالي من جان والاندرس ومؤسسة توم هيدليوس. إن وجهات النظر الواردة في هذه الورقة هي وحدها مسؤولية المؤلفين ولا ينبغي تفسيرها على أنها تعكس آراء مجلس المحافظين نظام الاحتياطي الفدرالي أو أي شخص آخر مرتبط بنظام الاحتياطي الفيدرالي. العودة إلى النوادي النصية قسم التمويل الدولي، مجلس الاحتياطي الاتحادي، البريد توقف 20، واشنطن العاصمة 20551، الولايات المتحدة الأمريكية، البريد الإلكتروني: erik. hjalmarssonfrb. gov الهاتف: 1 202 452 2426. العودة إلى النص قسم الاقتصاد، جامعة أوبسالا، صندوق 513 ، 751 20 أوبسالا، السويد، البريد الإلكتروني: par. osterholmnek. uu. se الهاتف: 1 202 378 4135. العودة إلى النص 1. بالنسبة للدراسات التي تعتمد على أساليب التكامل المشترك، انظر، على سبيل المثال، والاس أند وارنر (1993)، مالي أند موتوس (1996)، كاردوسو (1998)، بريمنس إت آل. (2001)، وجونسون (2001)، وخميس ولوني (2001)، وباجي وآخرون. (2004). Studies arguing the stationarity of these variables include Song and Wu (1997, 1998), Taylor and Sarno (1998), Wu and Chen (2001) and Basher and Westerlund (2006). Return to text 2. Phillips (1988) considers both processes that have roots smaller than unity (quot strongly autoregressive quot) and larger than unity (quot mildly explosiv equot) in his analysis of near-integrated processes. In this paper, however, we only consider the empirically most relevant case of processes with roots less than unity. Return to text 3. For a detailed description of the procedure, see, for example, Johansen (1995). Return to text 4. Based on previous studies - see, for example, Elliott, 1998 - it is no far stretch to conjecture that the Brownian motions in the limiting distribution given in, for instance, Johansen (1988) equation (18) would simply be replaced by the corresponding Ornstein-Uhlenbeck process to which near-unit-root variables converge. As always with near-unit-root variables, the problem is that the local-to-unity parameter is unknown and thus also the percentiles of the limiting distribution. Return to text 5. This means that the Johansen test can be used as a panel unit root test as suggested by Taylor and Sarno (1998) and Oumlsterholm (2004). Return to text 6. See, for example, Clark and MacDonald (1999) for a discussion of estimation of equilibrium real exchange rates. Return to text 7. One way of viewing tests of such restictions is as unit-root tests within the VAR. Thus, if the first stage rank test is a form of overall panel test of the unit-root assumption in the data, the tests on the cointegrating vector act as supplementary unit-root tests in the cases where either a full set of unit-roots is not found (that is, or where stationarity of the entire system (that is, is not found. Return to text 8. It should be stressed that specification tests on the cointegrating vector are also biased when the variables have near-unit-roots see Elliott (1998). This may potentially reduce the usefulness of these additional specification tests but does not invalidate them as robustness checks. Return to text 9. This range for covers most of the plausible values documented in the literature see, for example, Stock (1991) and Campbell and Yogo (2006). Return to text 10. An alternative viewpoint is that the problem arising from near integrated variables is one of power rather than size, and that whenever the correct conclusion is . However, in empirical applicati ons, cointegration tests are typically used to evaluate whether there is a relation between the variables in the system - not to test whether all variables in the system are stationary - and we accordingly believe that it is most relevant to view the issue as a matter of size. In our subsequent analysis, we will also test for the outcome in order to improve the overall size properties of the test, as discussed in detail in the main text. Return to text 11. Stationary inflation but integrated nominal interest rate is consistent with a unit root in the real interest rate. Support for a unit root in the real interest rate can be found in, for example, Rose (1988). Return to text This version is optimized for use by screen readers. Descriptions for all mathematical expressions are provided in LaTex format. A printable pdf version is available. Return to text