受約束回歸ppt課件-資料下載頁
2025-05-12 07:11本頁面
【正文】 YY(***) （ ***）式與（ **）式 )1/(/)()1/()/()(1121?????????knR S SnR S SR S SknR S SkkR S SR S SF RUURUUR這里： KU KR=n2 RSSU=RSS1 分別可看成 受約束 與 無約束 回歸模型 ， 于是有如下 F檢驗： ??????????????????????????????????21n2121μμγβIX0XYY2 第一步 ， 在兩時間段的合成大樣本下 做 OLS回歸 ，得受約束模型的殘差平方和 RSSR ； 第二步 ， 對前一時間段的 n1個子樣做 OLS回歸 ， 得殘差平方和 RSS1 ； 第三步 ， 計算檢驗的 F統(tǒng)計量 ， 做出判斷： 鄒氏預(yù)測 檢驗步驟： 給定 顯著性水平 ?， 查 F分布表 ， 得臨界值 F?(n2, n1k1) 如果 FF(n2, n1k1) ， 則拒絕原假設(shè) ， 認(rèn)為預(yù)測期發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化 。 例 中國城鎮(zhèn)居民食品人均消費需求的鄒氏檢驗。 參數(shù)穩(wěn)定性檢驗 1981~1994： )l n ()l n ()l n ()?l n ( 01 PPXQ ????RSS1=0 1995~2022： 01 PPXQ ???? () () () () 1981~2022: 01 PPXQ ???? () () () () )821/()( 4/)]([ ??? ???F 給定 ?=5%，查表得臨界值 (4, 13)= 判斷： F值 臨界值，拒絕參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，表明中國城鎮(zhèn)居民食品人均消費需求在 1994年前后發(fā)生了顯著變化。 鄒氏預(yù)測 檢驗 )1314/( 7/)( ?????F給定 ?=5%，查表得臨界值 (7, 10)= 判斷 ： F值 臨界值，拒絕參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè) 對大家的要求 F檢驗原理 ： ①約束條件檢驗 ② Chow test（ Chow breakpoint test and Forecast test） Eviews回歸結(jié)果！
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