放松模型的假定.pptxVIP

计 量 经 济 学 Econometrics ;主要内容;复习;复习;复习;复习;假定2：数据矩阵X列满秩，即矩阵 的逆存在。 ;多重共线性;多重共线性;多重共线性;回忆：;多重共线性;多重共线性;一个不完全多重共线性的例子：;多重共线性;多重共线性;1. 根据回归输出结果来侦察;多重共线性;多重共线性;主成分法;可以证明（见格林《经济计量分析》p294）;残差项正态性检验;残差项正态性检验;Eviews演示（1）;Eviews演示（2）;残差项正态性检验;假定4： ;回忆：;由于Ω是正定对称矩阵，它可以分解为：;所以;GLS估计需要知道Ω，Ω含有未知参数怎么估计？;异方差;异方差的定义:;异方差一般可归结为三种类型： (1)单调递增型： ?i2随X的增大而增大 (2)单调递减型： ?i2随X的增大而减小 (3)复 杂 型： ?i2与X的变化呈复杂形式;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差; 检验思路：;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差;异方差;例子：现有81辆汽车在每加仑里程数（MPG）、发动机马力（HP）数据、驾驶空间的立方英尺数（VOL）、最高时速（SP）和以100磅为单位的车身总量（WT）方面的数据。;Eviews演示（1）：怀特检验;Eviews演示（2）：怀特检验;Eviews演示（3）：怀特检验;异方差; 自回归条件异方差（ARCH）检验 ;异方差;异方差的定义:; W是一对称正定矩阵，存在一可逆矩阵D使得 W=DD/;这就是原模型 Y=X?+? 的加权最小二乘（WLS）估计量，是无偏、有效的估计量。 ;以异方差形式Var(ut) = ? 2 xt2为例 ;假设Glejser检验结果是 ;直接利用WLS需要知道W。;Eviews 演示：WLS;;异方差;异方差;Eviews 演示：怀特调整法;怀特法; 例. 中国农村居民人均消费支出主要由人均纯收入来决定。 农村人均纯收入包括：(1)从事农业经营的收入，(2)包括从事其他产业的经营性收入，(3)工资性收入、(4)财产收入，(5)转移支付收入。 考察从事农业经营的收入(X1)和其他收入(X2)对中国农村居民消费支出(Y)增长的影响:;;普通最小二乘法的估计结果： ;(1) G-Q检验 ;计算F统计量： F= RSS2/RSS1=0.2792/0.0648=4.31 ;（2）怀特检验 ;去掉交叉项后的辅助回归结果 ;（3）原模型的加权最小二乘回归 ;在实际操作中人们通常采用如下的经验方法： 采用截面数据作样本时，不对原模型进行异方差性检验，而是直接选择加权最小二乘法或者怀特调整法。;自相关;自相关;自相关;通常假定误差项的自相关是线性的。计量经济模型中自相关的最常见形式是一阶自回归形式： ;;令 u = (u1 u2 u3 … uT)/ ;自相关;自相关;自相关; 检验思路：;自相关;自相关;（1）回归检验法 ;（2） DW（Durbin-Watson）检验法 ;其中分子是残差的一阶差分平方和，分母是残差平方和。把上式展开， ;因为有 ;? 与DW值的对应关系及意义 ;推导统计量DW的精确抽样分布是困难的，因为DW是依据残差et 计算的，而et的值又与xt的形式有关。DW检验与其它统计检验不同，它没有唯一的临界值用来制定判别规则。 ;（3）拉格朗日乘数（Lagrange multiplier）检验 ; GB检验可用来检验如下受约束回归方程 ;例子：;Eviews演示（1）：DW值;Eviews演示（2）：GB检验;自相关; 1、广义最小二乘法; 变换原模型： D-1Y=D-1X ? +D-1? 即 Y*=X*? + ?* (*); 如何得到矩阵?？;如果原模型; 广义差分法就是GLS，但是却损失了部分样本观测值。; 3、随机误差项相关系数的估计;科克伦-奥科特迭代法;求出?i新的“近拟估计值”， 并以之作为样本观测值，再次估计 ; 类似地，可进行第三次、第四次迭代。;Eviews演示（1）：广义差分法;Eviews演示（2）：广义差分法;自相关;Eviews演示（1）：NW法;Eviews演示（2）：NW法; 经济理论指出，商品进口主要由进口国的经济发展水平，以及商品进口价格指数与国内价格指数对比因素决定的。 由于无法取得中国商品进口价格指数，主要研究中国商品进口