一键生成原创动漫,wordpress seo 主题,潍坊网站建设,淘宝seo优化广义差分法的eviews软件实现 1,计量经济学,第六章 自 相 关,2,引子t检验和F检验一定就可靠吗,研究居民储蓄存款 与居民收入 的关系 用普通最小二乘法估计其参数#xff0c;结果为 (1.8690) 0.0055 14.9343 64.2069,3,检验结果表明回归系数的标准误差非常小#xff0c;t 统计量…广义差分法的eviews软件实现 1,计量经济学,第六章 自 相 关,2,引子t检验和F检验一定就可靠吗,研究居民储蓄存款 与居民收入 的关系 用普通最小二乘法估计其参数结果为 (1.8690) 0.0055 14.9343 64.2069,3,检验结果表明回归系数的标准误差非常小t 统计量较大说明居民收入 对居民储蓄存款 的影响非常显著。同时可决系数也非常高F统计量为4122.531也表明模型异常的显著。 但此估计结果可能是虚假的t统计量和F统计量都被虚假地夸大因此所得结果是不可信的。为什么呢,4,本章讨论四个问题 什么是自相关 自相关的后果 自相关的检验 自相关性的补救,第六章 自相关,5,第一节 什么是自相关,本节基本内容 自相关的概念 自相关产生的原因 自相关的表现形式,6,一、自相关的概念,自相关(auto correlation)又称序列相关(serial correlation)是指总体回归模型的随机误差项之间存在相关关系。即不同观测点上的误差项彼此相关。可以表示为7,一阶自相关系数,自相关系数 的定义与普通相关系的公式形式相同,的取值范围为,式(6.1)中 是 滞后一期的随机误差项。 因此将式(6.1)计算的自相关系数 称为一阶自相关系数。,8,二、自相关产生的原因,9,自相关现象大多出现在时间序列数据中而经济系统的经济行为都具有时间上的惯性。 如GDP、价格、就业等经济指标都会随经济系统的周期而波动。例如在经济高涨时期较高的经济增长率会持续一段时间而在经济衰退期较高的失业率也会持续一段时间这种现象就会表现为经济指标的自相关现象。,原因1经济系统的惯性,10,滞后效应是指某一指标对另一指标的影响不仅限于当期而是延续若干期。由此带来变量的自相关。 例如居民当期可支配收入的增加不会使居民的消费水平在当期就达到应有水平而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变客观上存在自适应期。,原因2 经济活动的滞后效应,11,因为某些原因对数据进行了修整和内插处理在这样的数据序列中就会有自相关。 例如将月度数据调整为季度数据由于采用了加合处理修匀了月度数据的波动使季度数据具有平滑性这种平滑性产生自相关。对缺失的历史资料采用特定统计方法进行内插处理使得数据前后期相关产生了自相关。,原因3数据处理造成的相关,12,原因4蛛网现象13,如果模型中省略了某些重要的解释变量或者模型函数形式不正确都会产生系统误差这种误差存在于随机误差项中从而带来了自相关。由于该现象是由于设定失误造成的自相关因此也称其为虚假自相关。,原因5模型设定偏误,14,例如应该用两个解释变量即 而建立模型时模型设定为 则 对 的影响便归入随机误差项 中由于 在不同观测点上是相关的这就造成了 在不同观测点是相关的呈现出系统模式此时 是自相关的。,15,模型形式设定偏误也会导致自相关现象。如将成本曲线设定为线性成本曲线则必定会导致自相关。由设定偏误产生的自相关是一种虚假自相关可通过改变模型设定予以消除。 自相关关系主要存在于时间序列数据中但是在横截面数据中也可能会出现自相关,通常称其为空间自相关(Spatial auto correlation)。,16,例如在消费行为中一个家庭、一个地区的消费行为可能会影响另外一些家庭和另外一些地区就是说不同观测点的随机误差项可能是相关的。 多数经济时间序列在较长时间内都表现为上升或下降的超势因此大多表现为正自相关。但就自相关本身而言是可以为正相关也可以为负相关。,17,三、自相关的表现形式,自相关是 序列自身的相关因随机误差项的关联形式不同而具有不同的自相关形式。 自相关多出现在时间序列数据中。,18,对于样本观测期为 的时间序列数据可得到总体回归模型PRF的随机项为 如果自相关形式为 其中 为自相关系数 为经典误差项即 则此式称为一阶自回归模式记为 。因为模型中 是 滞后一期的值因此称为一阶。此式中的 也称为一阶自相关系数。,自相关的形式,19,如果式中的随机误差项 不是经典误差项即其中包含有 的成份如包含有 则需将 显含在回归模型中其为 其中 为一阶自相关系数 为二阶自相关系数 是经典误差项。此式为二阶自回归模式记为 。,20,一般地如果 之间的关系为 其中 为经典误差项。则称此式为 阶自回归模式记为 。 在经济计量分析中通常采用一阶自回归形式即假定自回归形式为一阶自回归 。,21,第二节 自相关的后果,本节基本内容 自相关对参数估计的影响 自相关对模型检验的影响 自相关对模型预测的影响,22,一、对参数估计的影响,在有自相关的条件下仍然使用普通最小二乘法将低估估计量 的方差 并且 将低估真实的,23,24,例如一元回归中,25,当存在自相关时普通最小二乘估计量不再是最佳线性无估计量即它在线性无偏估计量中不是方差最小的。在实际经济系统中通常存在正的自相关即 同时 序列自身也呈正相关因此式6.18右边括号内的值通常大于0。因此在有自相关的条件下仍然使用普通最小二乘法将低估估计量 的方差 。 将低估真实的 。,26,二、对模型检验的影响,27,由于 并不是所有线性无偏估计量中最小的使用t检验判断回归系数的显著性时就可能得到错误的结论。,t检验统计量为,由于 的错误夸大得到的 统计量就可能小于临界值 从而得到参数 不显著的结论。而这一结论可能是不正确的。,考虑自相关时的检验,28如果我们忽视自相关问题依然假设经典假定成立使用 将会导致错误结果。 当 即有正相关时对所有的 有 。 另外回归模型中的解释变量在不同时期通常是正相关的对于 和 来说 是大于0的。,忽视自相关时的检验,29,30一个被低估了的标准误意味着一个较大的t统计量。因此当 时通常t统计量都很大。这种有偏的t统计量不能用来判断回归系数的显著性。 综上所述在自相关情形下无论考虑自相关还是忽视自相关通常的回归系统显著性的t检验都将是无效的。 类似地,由于自相关的存在,参数的最小二乘估计量是无效的使得F检验和t检验不再可靠。,31,三、对模型预测的影响,模型预测的精度决定于抽样误差和总体误差项的方差 。抽样误差来自于对 的估计在自相关情形下 的方差的最小二乘估计变得不可靠由此必定加大抽样误差。同时在自相关情形下对 的估计 也会不可靠。由此可看出影响预测精度的两大因素都会因自相关的存在而加大不确定性使预测的置信区间不可靠从而降低预测的精度。,32,第三节 自相关的检验,本节基本内容 图示检验法 DW检验法 高阶自相关检验方法,33,一、图示检验法,图示法是一种直观的诊断方法它是把给定的回归模直接用普通最小二乘法估计参数求出残差项 作为 随机项的真实估计值再描绘 的散点图根据散点图来判断 的相关性。残差 的散点图通常有两种绘制方式 。,34,35,36,按照时间顺序绘制回归残差项 的图形。如果 随着 的变化逐次有规律地变化 呈现锯齿形或循环形状的变化就可断言 存在相关表明存在着自相关如果 随着 的变化逐次变化并不断地改变符号那么随机误差项 存在负自相关,37,38,二、DW检验法,DW 检验是J.Durbin杜宾和G.S.Watson沃特森于1951年提出的一种适用于小样本的检验方法。DW检验只能用于检验随机误差项具有一阶自回归形式的自相关问题。这种检验方法是建立经济计量模型中最常用的方法一般的计算机软件都可以计算出DW 值。,39,40,41,42,由上述讨论可知DW的取值范围为 0DW 根据样本容量 和解释变量的数目 不包括常数项查DW分布表得临界值 和 然后依下列准则考察计算得到的DW值以决定模型的自相关状态。43,DW检验决策规则,44用坐标图更直观表示DW检验规则,45,1.偏相关系数检验 【命令方式】IDENT RESID 【菜单方式】在方程窗口中点击 ViewResidual TestCorrelogram-Q-statistics 屏幕将直接输出et与et-1, et-2 et-p (p是事先指定的滞后期长度)的相关系数和偏相关系数。,三、高阶自相关检验,2.布罗斯戈弗雷(BreuschGodfrey)检验,对于模型 ytb0b1x1tb2x2tbkxktt 设自相关形式为 t1t-12t-2pt-pt 假设H0 1 2 p 0 利用OLS法估计模型得到et 将et关于所有解释变量和残差的滞后值et-1, et-2 et-p 进行回归并计算出其R2,在大样本情况下有 nR22p 给定若nR2大于临界值拒绝H0。,EViews软件操作在方程窗口中点击View Residual Test Serial Correlation LM Test。 滞后期的长度确定一般是从低阶的p(p1)开始直到p10左右若未能得到显著的检验结果可以认为不存在自相关性。,【例】中国城乡居民储蓄存款模型(自相关性检验)。教材P89表3-2列出了我国城乡居民储蓄存款年底余额(单位亿元)和国内生产总值指数(1978年100)的历年统计资料试建立居民储蓄存款模型并检验模型的自相关性。,1 SCAT X Y,为曲线相关所以函数形式初步确定为双对数模型、指数曲线模型、二次多项式模型。,2估计并选择模型,GENR LNYLOGY GENR LNXLOGX GENR X2X2 LS LNY C X LS Y C X X2 LS LNY C LNX 经过比较取双对数模型估计结果为,对应的标准差,对应的R2值,调整的R2值,对应的DW值,3检验自相关性,残差图分析残差图表明呈现有规律的波动。 D-W检验n21k10.05时查表得dL1.22dU1.42而00.7028DWdL所以存在(正)自相关性。 偏相关系数检验滞后期为10结果如下图。,操作演示,滞后期,自相关系数,偏自相关系数,自相关系数直方图,偏自相关系数直方图,偏自相关系数0.5,自相关系数0.5,BG检验在方程窗口中点击ViewResidual TestSerial Correlation LM Test选择滞后期为2屏幕将显示信息(右图,nR2210.54309,临界概率55,第四节 自相关的补救,本节基本内容 广义差分法 自相关系数估计方法 广义差分法的软件实现,56,一、广义差分法,对于自相关的结构已知的情形可采用广义差分法解决。 由于随机误差项 是不可观测的通常我们假定 为一阶自回归形式即 其中 为经典误差项。,57,58,59,对模型使用普通最小二乘估计就会得到参数估计的最佳线性无偏估计量。 这称为广义差分方程因为被解释变量与解释变量均为现期值减去前期值的一部分由此而得名。,60,(一)近似估计法 在大样本n30情况下DW2(1-)所以,对于小样本n30泰尔(Thei1.H)建议使用下述近似公式,其中k为解释变量个数当n时 1-DW/2。,二、的常用估计方法,(二) Cochrane Orcutt迭代估计法,利用OLS法估计模型计算第一轮残差et1 根据残差et1
