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Notes
- 1.
Beweis. Da {ψj} gemäß Annahme absolut summierbar ist, ist Ψ(1) wohl definiert. Da Ψ(1) ≠ 0 ist, existieren ein ε > 0 und eine ganze Zahl m, sodass \(\left |\sum _{j=0}^h \psi _j\right | > \varepsilon \) für alle h > m. Daher sind die Quadrate durch ε2 > 0 nach unten beschränkt und deren unendliche Summe divergiert.
- 2.
Eine Zerlegung in der Art der Beveridge-Nelson-Zerlegung ist auch für Integrationsordnungen größer als eins möglich (siehe Neusser [207]).
- 3.
Für diese und folgende Abbildungen wurde für die Schätzung der Dichte das adaptive Verfahren der Kerndichteschätzung mit Epanechnikov-Kernfunktion verwendet (siehe Silverman [252]).
- 4.
Um exakt zu sein, folgt die Konvergenz des ersten Terms gegen das Quadrat der Standardnormalverteilung aus Theorem C.16.
- 5.
Dies ist natürlich kein exaktes Argument, sondern lediglich eine Heuristik, um ein „Gefühl“ für das Verhalten des Nenners zu bekommen.
- 6.
Unter Verwendung von Itô's Lemma, siehe Protter [232, Kapitel 2], kann man zeigen, dass \(\int _0^1 W(s)\mathrm {d}W(s)\) gleich der oben gefundenen Verteilung, \(\frac {1}{2}(\chi _1^2-1)\), ist. Es gilt für zweifach stetig diffrenzierbare Funktionen, dass \(f(W(t)) - f(W(0))=\int _0^t f'(W(s))\mathrm {d}W(s)+\frac {1}{2}\int _0^t f^{\prime \prime }(W(s))\mathrm {d}s\) ist. Mit \(f(x) = \frac {x^2}{2}\), W(1) ∼N(0, 1) und W(0) = 0 folgt das Resultat.
- 7.
Diese Interpolationsformeln werden in vielen Softwarepaketen zur Berechnung der kritischen Werte herangezogen, so etwa auch in EViews.
- 8.
Wir werden gleich noch darauf zu sprechen kommen, dass auch serielle Korrelation in {Zt} eine Änderung der Vorgangsweise notwendig macht.
- 9.
- 10.
Diese Ausführungen folgen Elder und Kennedy [90].
- 11.
Eventuell müssen, wenn serielle Korrelation vorliegt, noch die Regressoren ΔXt−j, j > 0 berücksichtigt und ein ADF-Test durchgeführt werden bzw. ein PP-Test.
- 12.
Eventuell müssen, wenn serielle Korrelation vorliegt, noch die Regressoren ΔXt−j, j > 0 berücksichtigt und ein ADF-Test durchgeführt werden bzw. ein PP-Test.
- 13.
Eventuell müssen die Standardabweichungen wegen möglicher Autokorrelation korrigiert werden. Dies wird durch die Verwendung der langfristigen Varianz anstatt der üblichen Varianz gewährleistet. Diese Korrektur wird in der Literatur oftmals auch als Newey-West-Korrektur bezeichnet.
- 14.
Der kritische Wert ändert sich leicht, da sich durch die Einbeziehung der zusätzlichen verzögerten Terme die Stichprobengröße ändert und wir hier interpolierte kritische Werte verwenden, vgl. MacKinnon [190].
- 15.
Dass das Infinum über Λ statt über (0, 1) gebildet wird, hat ausschließlich theoretische Gründe. In der Praxis spielt die Wahl von Λ keine Rolle. Man kann z. B.Λ = [0, 01, 0, 99] wählen.
- 16.
Wenn die Daten keinen Trend aufweisen, kann δ gleich null gesetzt werden.
- 17.
Für eine erste genaue Analyse siehe Phillips [222]. Analoge Resultate gelten auch im Fall von serieller Korrelation in {Ut} und {Vt}.
- 18.
Dabei ist es irrelevant, welche der Variablen Xt und Yt als abhängige Variable betrachtet wird.
- 19.
- 20.
Die langfristige Varianz dieser beiden Prozesse muss ungleich null sein.
- 21.
Die Nuisance-Parameter hängen von der dynamischen Korrelationsstruktur zwischen {Vt} und {Ut} ab.
- 22.
Der entsprechende kritische Wert gemäß den Interpolationsformeln von MacKinnon [190] lautet −3,371.
- 23.
Beispiele finden Sie auch auf unserer Homepage https://www.aau.at/neusser-wagner.
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Neusser, K., Wagner, M. (2022). Integrierte Prozesse. In: Zeitreihenanalyse in den Wirtschaftswissenschaften. Studienbücher Wirtschaftsmathematik. Springer Gabler, Berlin, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/978-3-662-64650-2_7
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