計量經(jīng)濟(jì)學(xué)序列自相關(guān)-免費閱讀
【正文】 農(nóng)村人均純收入包括 (1)從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收入，(2)包括從事其他產(chǎn)業(yè)的經(jīng)營性收入 (3)工資性收入、 (4)財產(chǎn)收入 (4)轉(zhuǎn)移支付收入。 一般情況下 : 對于模型 Y=X?+? 存在 Wμμμμ2)()(0)(?????EC o vEW ?????????????www n12?即存在 異方差性 。 如果存在異方差性 ， 則表明確與解釋變量的某種組合有顯著的相關(guān)性 ， 這時往往顯示出有較高的可決系數(shù)以及某一參數(shù)的 t檢驗值較大 。 如： 帕克檢驗常用的函數(shù)形式： ieXXf jiji ??? 2)( ? 或 ijii Xe ??? ??? lnln)~l n ( 22 若 ?在統(tǒng)計上是顯著的，表明存在異方差性 。 每個企業(yè)所處的外部環(huán)境對產(chǎn)出量的影響程度不同 ， 造成了隨機(jī)誤差項的異方差性 。 第二節(jié) 異方差問題 基本假定違背 ： 不滿足基本假定的情況 。 五、案例：中國商品進(jìn)口模型 經(jīng)濟(jì)理論指出， 商品進(jìn)口 主要由進(jìn)口國的 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 ，以及 商品進(jìn)口價格指數(shù) 與 國內(nèi)價格指數(shù) 對比因素決定的。 兩次迭代過程也被稱為 科克倫 奧科特兩步法 。 tete? （ 4）修正后的“儀器” ( 1 )2 1 [ v a r ( ) ]D W Tht ????這里 h服從方差為 1的正態(tài)分布 。 真實回歸直線 估計的回歸直線 Xt Yt ttYX????ttYX????圖中擾動項具有正序列相關(guān)性，由于 OLS要求樣本點與估計的回歸直線偏離最小，因而相對于實際回歸直線，估計的回歸直線更好的擬合了樣本點。 還有就是兩個時間點之間的“ 內(nèi)插 ”技術(shù)往往導(dǎo)致隨機(jī)項的序列相關(guān)性。 對于模型 Yi=?0+?1X1i+?2X2i+…+ ?kXki+?i i=1,2, …,n 隨機(jī)項互不相關(guān)的基本假設(shè)表現(xiàn)為 Cov(?i , ?j)=0 i?j, i,j=1,2, …,n 在其他假設(shè)仍成立的條件下， 序列相關(guān) 即意味著0)( ?jiE ???????????????2112)()()()(???????????nnEEEC o v μμμ???????????2112?????????nnIΩ 22 ?? ??或 稱為 一階列相關(guān) ， 或 自相關(guān) （ autocorrelation） 其中： ?被稱為 自協(xié)方差系數(shù) （ coefficient of autocovariance） 或 一階自相關(guān)系數(shù) （ firstorder coefficient of autocorrelation） ?i是滿足以下標(biāo)準(zhǔn)的 OLS假定的隨機(jī)干擾項： 如果僅存在 E(?i ?i+1)?0 i=1,2, …,n 自相關(guān) 往往可寫成如下形式 ： ?i=??i1+?i 1?1 0)( ?iE ? , 2)v a r ( ?? ?i , 0),c o v ( ?? sii ?? 0?s 由于序列相關(guān)性經(jīng)常出現(xiàn)在以時間序列為樣本的模型中，因此，本節(jié)將用下標(biāo) t代表 i。 二、實際經(jīng)濟(jì)問題中的序列相關(guān)性 大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間數(shù)據(jù)都有一個明顯的特點 :慣性 ，表現(xiàn)在時間序列不同時間的前后關(guān)聯(lián)上。 在實際經(jīng)濟(jì)問題中，有些數(shù)據(jù)是通過已知數(shù)據(jù)生成的。 負(fù)序列相關(guān)的情形相對復(fù)雜。 v a r ( ) .??為 估 計 值 的 方 差? (5)進(jìn)一步的修正 **11*: 1 [ v a r ( ) ] 0 ,:0t t t thTe Y X u?? ? ? ?????? ? ??*t0原 因 中 的 顯 然 須 大 于 而 這 有 時 不 成 立 .此 時 ,Durbin 建 議 做 如 下 檢 驗 :e = +然 后 , 利 用 t 檢 驗 對 原 假 設(shè) H 進(jìn) 行 常 規(guī) 檢 驗 如果模型被檢驗證明存在序列相關(guān)性，則需要發(fā)展新的方法估計模型。 （ 2）杜賓 （ durbin） 兩步法 該方法仍是先估計 ?1,?2,?,?l，再對差分模型進(jìn)行估計 第一步 ，變換差分模型為下列形式 ililiillilii XXXYYY ????????? ???????????? ???? )??()??1( 1111011 ???i l l n? ? ?1 2, , ,?進(jìn)行 OLS估計，得各 Yj（ j=i1, i2, …, il)前的系數(shù) ?1,?2, ?, ?l的估計值 第二步 ，將估計的 l??? ?,?,? 21 ? 代入差分模型ililiillilii XXXYYY ????????? ???????????? ???? )()1( 1111011 ??? i l l n? ? ?1 2, , ,?采用 O L S 法估計，得到參數(shù) 110 ),??1( ???? l??? ? 的估計量，記為*0?? ， *1?? 。 由于無法取得中國商品進(jìn)口價格指數(shù)，我們主要研究中國商品進(jìn)口與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系。 主要 包括： （ 1） 隨機(jī)誤差項序列存在 異方差 性； （ 2） 隨機(jī)誤差項序列存在 序列相關(guān) 性； （ 3） 解釋變量之間存在 多重共線 性； （ 4） 解釋變量是隨機(jī)變量且與隨機(jī)誤差項相關(guān) （ 隨機(jī)解釋變量 ） ； 此外： （ 5） 模型設(shè)定有偏誤 （ 6） 解釋變量的方差不隨樣本容量的增而收斂 計量經(jīng)濟(jì)檢驗： 對模型基本假定的檢驗 167。 這時 ， 隨機(jī)誤差項的方差并不隨某一個解釋變量觀測值的變化而呈規(guī)律性變化 ， 呈現(xiàn)復(fù)雜型 。 戈德菲爾德 匡特 (GoldfeldQuandt)檢驗 GQ檢驗以 F檢驗為基礎(chǔ)，適用于樣本容量較大、異方差遞增或遞減的情況。 當(dāng)然 ， 在多元回歸中 ， 由于輔助回歸方程中可能有太多解釋變量 ， 從而使自由度減少 ， 有時可去掉交叉項 。 W是一對稱正定矩陣 ， 存在一可逆矩陣 D使得 W=DD’ 用 D1左乘 Y=X?+? 兩邊，得到一個新的模型： μDX βDYD 111 ??? ??*** μβXY ??該模型具有同方差性。 考察 從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收入 (X1)和 其他收入 (X2)對中國 農(nóng)村居民消費支出 (Y)增長的影響 : ???? ???? 22110 lnlnln XXY表 4 . 1 . 1 中國 2020 年各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人 均純收入與消費支出相關(guān)數(shù)據(jù)（單位：元） 地區(qū) 人均消費 支出 Y 從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營 的收入 1X 其他收入 2X 地區(qū) 人均消費 支出 Y 從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營 的收入 1X 其他收入 2X 北 京 3 5 5 2 . 1 4 4 4 6 . 4 湖 北 2 7 0 3 . 3 6 2 5 2 6 . 9 天 津 2 0 5 0
環(huán)評公示相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號-1