【正文】 :50:1513:50:15January 30, 2023 1意志堅(jiān)強(qiáng)的人能把世界放在手中像泥塊一樣任意揉捏。 2023年 1月 下午 1時(shí) 50分 :50January 30, 2023 1少年十五二十時(shí)，步行奪得胡馬騎。 2023年 1月 30日星期一 1時(shí) 50分 15秒 13:50:1530 January 2023 1做前，能夠環(huán)視四周；做時(shí)，你只能或者最好沿著以腳為起點(diǎn)的射線向前。 結(jié)束 靜夜四無(wú)鄰，荒居舊業(yè)貧。 用滯后 5, 10, 15, 20, 25期的檢驗(yàn)式分別檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)下表： 結(jié)論都是上海綜指不是深圳成指變化的 Granger原因，但深圳成指是上海綜指變化的 Granger原因。 （第 3版 279頁(yè)） 格蘭杰 （ Granger） 因果性檢驗(yàn) （不講） 下面做關(guān)于滯后 2 期的 SZt是否是 SHt的 G r ange r 因果性原因的檢驗(yàn)。 （ 3） 格蘭杰因果關(guān)系與哲學(xué)意義的因果關(guān)系還是有區(qū)別的 。SSEu 表示不施加約束條件下模型的殘差平方和。 02 00 04 00 06 00 08 00 01 00 001 20 00 2. 5 0 . 0 2 . 5S e r i e s : YS a m p l e 1 1 0 0 0 0 0O b s e r v a t i o n s 1 0 0 0 0 0M ea n 0 . 00 23 71M ed i an 0 . 00 63 20M ax i m u m 4 . 54 61 95M i n i m u m 4. 4 89 61 9S t d. D e v . 0 . 99 85 53S kew n ess 0. 0 14 18 1K u r t o si s 3 . 00 92 64Ja r q u e B e r a 3 . 70 93 76P r o ba bi l i t y 0 . 15 65 02 因?yàn)?JB = 3. 7 1 ? 20. 0 5 ( 2 ) = ，所以上述分布為正態(tài)分布。 正態(tài)分布的 峰 度 值 為 3 。第一個(gè)解釋 變量 1 表明 常數(shù)項(xiàng) 應(yīng)包括在 LM 輔助回歸式中。 ( 5) 用第四步得到的 R2計(jì)算 LM 統(tǒng)計(jì)量的值。 （第 3版 264頁(yè)） （第 3版第 265頁(yè)） LM 檢驗(yàn)的 輔助回歸式計(jì)算 步驟如下 ： ( 1) 確定 LM 輔助回歸式的因變量tu?。 （ Wald）檢驗(yàn) （只講應(yīng)用） （第 3版 262頁(yè)） 沃爾德 檢驗(yàn)的 E V i e w s 操作方法 ： 在 估計(jì) 式窗口中點(diǎn)擊 V i e w ，選 C oe f f i ci ent T es t s, W al d C oe f f i ci ent R es t ri ct i ons 功能 ，并在隨后彈出的對(duì)話框中填入 C( 2 ) / C ( 3 ) = ， 得輸出結(jié)果如圖 。 定義 W 統(tǒng)計(jì)量為， W =)??(Va r)??( 3232 ???? ??? N ( 0, 1) 在約束條件成立條件下， W 漸 近 服從 N ( 0, 1) 分布。 （ 2）在約束模型估計(jì)結(jié)果窗口中點(diǎn)擊 View，選 Coefficient Tests, Omitted Variables Likelihood Ratio功能（模型中是否丟了重要的解釋變量），在隨后彈出的對(duì)話框中填入擬加入的解釋變量 GDP， DEF。是否成立。 （第 3版 256頁(yè)） 例 ：建立中國(guó)國(guó)債發(fā)行額模型 似然比（ LR）檢驗(yàn) （第 3版 257頁(yè)） 似然比（ LR ）統(tǒng)計(jì)量 ： LR = 2 [ log L (?~,2~?) log L (??,2??) ] 其中 ： l o g L (??,2??) = 2Tl og 2 ?2??22?2??? tu表示 估計(jì) 非約束模型 的極大似然函數(shù) 。 ????? )1/( /)( kTS SE mS SES SEF u ur )422/( 8 4 60 2/) 8 4 602 9 4 267 9( ??? （第 3版 256頁(yè)） 例 ：建立中國(guó)國(guó)債發(fā)行額模型 EViews可以有三種途徑完成上述 F檢驗(yàn)。國(guó)債發(fā)行總量應(yīng)該與經(jīng)濟(jì)總規(guī)模，財(cái)政赤字的多少，每年的還本付息能力有關(guān)系。 當(dāng) 檢驗(yàn) 從 若干個(gè) 回歸系 數(shù) 是否 為零 擴(kuò)展到 模型 全部 的 斜率 系數(shù) 是否 為零 時(shí) ，這 里所介紹的 F 統(tǒng)計(jì)量 與 檢驗(yàn) 模型總顯著性的 F 統(tǒng)計(jì)量實(shí)際上是 一個(gè)統(tǒng)計(jì)量。 注意：這是做 k 個(gè) t 檢驗(yàn)。然后再介紹幾個(gè)在建模過(guò)程中也很常用的其他檢驗(yàn)方法。在第 2章和第 3章已經(jīng)介紹過(guò)檢驗(yàn)單個(gè)回歸參數(shù)顯著性的 t統(tǒng)計(jì)量和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)總顯著性的 F統(tǒng)計(jì)量。 如果 F 檢驗(yàn)的結(jié)論是 拒絕原假設(shè)，則進(jìn)一步作 t 檢驗(yàn)。 以 k 元線性回歸模型 yt = ? 0 + ?1xt 1 + ?2xt 2 + …+ ?k xt k + ut（ 無(wú)約束模型 ） 為例， 比如要檢驗(yàn) 模型中最后 m 個(gè)回歸系數(shù)是否為零。以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算， 21 年間（ 1980 20 01 ）增長(zhǎng)了 106 倍。 SSEu= ， SSEr= 2942679?？傻糜?jì)算結(jié)果 F = 。 若 LR ? 2? ( m ) , 則拒絕零假設(shè)，約束條件不成立。 （ 1）在非約束模型估計(jì)結(jié)果窗口中點(diǎn)擊 View，選 Coefficient Tests, Redundant Variables Likelihood Ratio功能（模型中是否存在多余的不重要解釋變量），在隨后彈出的對(duì)話框中填入 GDP， DEF。先舉一個(gè)簡(jiǎn)單 的 例子 說(shuō)明檢驗(yàn)原理 。)1( )?())?(()?(?????mmmmW ??? ffV arf 其中 V a r( f (??)) 是 f (??) 的估計(jì)的方差協(xié)方差矩陣 ? ?39。所以當(dāng)施加約束條件后模型形式變得簡(jiǎn)單時(shí)，更適用于這種檢驗(yàn)。第一個(gè)解釋變量 1 表明常數(shù)項(xiàng)應(yīng)包括在 LM 輔助回歸式中。 ( 2) 確定 LM 輔助回歸式的解釋變量。 鄒（ Chow）突變點(diǎn)檢驗(yàn)（不講） 三個(gè)信息準(zhǔn)則 赤池信息準(zhǔn)則 施瓦茨準(zhǔn)則（貝葉斯準(zhǔn)則） 漢南 奎恩信息準(zhǔn)則 JB（ JarqueBera）正態(tài)分布檢驗(yàn) 在給出 JB 統(tǒng)計(jì)量的定義之前，先給出偏度（ sk ew n es s ）和 峰 度（ k urt osi s ， 峭 度）的定義。 K 表示 峰 度。換句話說(shuō)，如果 xt 的任何一個(gè)滯后變量的回歸參數(shù)的估計(jì)值存在顯著性，則結(jié)論應(yīng)是 xt 對(duì) yt 存在 格蘭杰因果關(guān)系。 格蘭杰 （ Granger） 因果性檢驗(yàn) （不講） 注意： （ 1）“ 格蘭杰因果性 ” 的正式名稱應(yīng)該是“格蘭杰非因果性”。 3 0 04 0 05 0 06 0 07 0 01 0 0 01 5 0 02 0 0 02 5 0 01 0 0 2 0 0 3 0 0 4 0 0 5 0 0 6 0 0S Z S H3 0 04 0 05 0 06 0 07 0 01 0 0 0 1 2 0 0 1 4 0 0 1 6 0 0 1 8 0 0 2 0 0 0 2 2 0 0 2 4 0 0S ZS H（第 3版 278頁(yè)） 格蘭杰 （ Granger） 因果性檢驗(yàn) （不講） 首先做關(guān)于 滯后 2 期的 SHt 是否是 SZt的 G ran ger 非 因果性 原因的 檢驗(yàn) 。即 SZt是 SHt變化的 Granger原因，但 SHt 不是 SZt