【正文】 聯合檢驗的形式給出， f ( ? ) = 0 ， 其中 f ( ? ) 表示由約束條件組成的列向量?？傻媒Y果。估計 結果如下 D E B Tt = 1 + 5 G D Pt + D E Ft + 8 R E P A Yt ( ) ( 2. 2) ( ) ( 17 .8) R2 = 90, D W= , T =22 , l ogL = 1 88 8, ( 1980 2 001) 得 約束模型估計結果如下， D E B Tt = 388 .40 + 4. 49 GDPt ( ) ( 17 .2) R2 = , D W=0 .25, T =22, l o gL = 583 , ( 1980 20 0 1 ) 計算 LR 統(tǒng)計量的值， LR = 2 [ l og L (?~, 2~?) l og L (??, 2??) ] = 2 ( 16 3 +1 8) = 90. 34 因為 LR = 90. 34 ? ? 2( 2 ) = 5. 99 ，所以 推翻原假設 。 l og L (?~,2~?) = 2Tl og 2 ?2~?22~2~?? tu表示 估計 約束模型的極大似然函數 。 （ 1）在輸出結果窗口中點擊 View，選 Coefficient Tests, Wald Coefficient Restrictions功能（ Wald參數約束檢驗），在隨后彈出的對話框中填入 c(3) = c(4) = 0。 例 ：建立中國國債發(fā)行額模型 選擇 3個解釋變量，國內生產總值，財政赤字額，年還本付息額，根據散點圖建立中國國債發(fā)行額模型如下： DEBTt = ?0 +?1 GDPt +?2 DEFt +?3 REPAYt + ut 其中 DEBTt表示國債發(fā)行總額（單位：億元）， GDPt表示年國內生產總值（單位：百億元）， DEFt表示年財政赤字額（單位：億元）， REPAYt表示年還本付息額（單位：億元）。 注意： F 檢驗只能檢驗線性約束條件 。 在原假設成立條件下， 統(tǒng)計量 t =)?(?jjs ??? t? ? ? k 1 ?, ( j = 1, 2, …, k ) 其中j??是對 ?j的估計，)?( js ?, j = 1, 2, … , k 是j??的樣本標準差。他們是檢驗模型 若干線性約束條件是否成立的 F檢驗 和 似然比（ LR）檢驗 、 Wald檢驗 、 LM檢驗 、 JB檢驗 以及 Granger非因果性檢驗 。這些檢驗要通過運用統(tǒng)計量來完成。 （詳見第 3章） （第 3版 252頁） )1,(~)1/()/( ????? kTkFkTSSEkSSRF 模型單個回歸參數顯著性的 t 檢驗 （第 3版 253頁） 對于多元線性回歸模型， yt = ? 0 + ?1xt 1 + ?2xt 2 + …+ ?k xt k + ut 如果 F 檢驗的結論是 接受原假設，則檢驗止。 檢驗若干線性約束條件是否成立的 F 檢驗 （第 3版 254頁） 如 H 0： ?1 ? 0 ， ?2 ? 0 ， ?1 + ?0 + ?1 =1 ， ?1 / ?2 ? 0. 8 等 是否成立的檢驗 。 19 80 年國債發(fā)行額是 4 億元，占 G D P當年總量的 1% ， 2 001 年國債發(fā)行額是 4 60 4 億元，占 GDP 當年總量的 4 .8 % 。給出約束模型估計結果如下， DEBTt = + GDPt () () R2 = , DW=, T =22, SSEr= 2942679, (19802023) 已知約束條件個數 m = 2， T k1 = 18。 （第 3版 256頁） 例 ：建立中國國債發(fā)行額模型 （ 2）在非約束模型輸出結果窗口中點擊 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），在隨后彈出的對話框中填入 GDP， DEF。 判別規(guī)則是， 若 LR ? ? 2? ( m ) , 則接受零假設，約束條件成立。 似然比（ LR）檢驗的 EViews操作有兩種途徑。 沃爾德 檢驗的原理 是測量無約束估計量與約束估計量之間的距離。 統(tǒng)計量定義如下， )1(1)(39。 拉格朗日乘子（ LM）檢驗 （不講） 拉格朗日（ Lagrange）乘子（ LM）檢驗 只需估計約束模型 。 jtu???, j = 0, 1, …, k . 對于非約束模型（ 1 1. 26 ）， LM 輔助回歸式中的解釋變量是 1 , x1 t , x2 t , …, xk t 。 ( 1) 用 O L S 法估計約束模型 ，計算殘差序列tu?， Ln yt = 2 . 16 + 1 . 24 Ln xt 1 + tu? ( 4 . 9 ) ( 1 7 . 6 ) R2 = 0. 96 , F = 3 12 并把tu?作為 LM 輔助回歸式的因變量。 LM = T R 2 = 9 ? 15 = 13. 35 ?2( 1 ) = 原假設 ?3 = 0 不 成立。 S 表示偏度。 （第 3版 278頁） 則檢驗 xt 對 yt不存在格蘭杰因果關系的零假設是 H0: ?1 = ?2 = …= ?k = 0 顯然如果 xt 的滯后變量的回歸參數估計值全部不存在顯著性，則上述假設不能被拒絕。用樣本計算的 F 值如果落在臨界值以內，接受原假設，即 xt 對yt 不存在格蘭杰因果關系。兩個序列存在高度的相關關系，那么兩個序列間可能存在雙向因果關系，也有可能存在單向因果關系。 SHt 和 SZt之間存在單向因果關系。如果 xt 1對 yt不存在顯著性影響，則應該再做滯后期更長的檢驗。 13:50:1513:50:1513:50Monday, January 30, 2023 1乍見翻疑夢，相悲各問年。 :50:1513:50Jan2330Jan23 1世間成事，不求其絕對圓滿，留一份不足，可得無限完美。 13:50:1513:50:1513:501/30/2023 1:50:15 PM 1越是沒有本領的就越加自命不凡。 下午 1時 50分 15秒 下午 1時 50分 13:50: MOMODA POWERPOINT Lorem ipsum dolor sit, eleifend nulla ac, fringilla purus. Nulla iaculis tempor felis amet, consectetur adipiscing elit. Fusce id urna blanditut cursus. 感謝您的下載觀看 專家告訴