变参数模型 计量经济学 EVIEWS建模课件

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模型中的特殊变量 计量经济学 EVIEWS建模课件

模型中的特殊变量 计量经济学 EVIEWS建模课件

⒊随机解释变量的非平稳问题
由于时间序列经常出现非平稳现象,很容易 产生伪回归问题。
本节是在平稳的假设下来学习的,为了消除 时序固有的趋势性等非平稳特征,我们建议在模 型中都要引入时间变量。
有关非平稳时序的更复杂的情况,将在以后 的章节中介绍。
⒋ 时间变量作为解释变量
将被解释变量自身发展变化趋势,看作是时间 作用的结果时,即时间作为解释变量就叫做时间变 量,或叫趋势变量。一般以t为自然数来表示,也可 以让∑t=0,用正负整数两表示。
而图中的PAC和第二列的图示,是对偏自相关 函数的估计和描绘。因AR过程和ARMA过程中的 AR部分分量的偏相关系数具有p阶结尾的特征, 所以该图也是判断阶数p的依据。
自相关图中的检验信息 第一,估计的自相关函数的方差近似为T-1。所 以在观察相关图时,若估计的ACk的绝对值超过2个标 准差(2 T-1/2),就被认为是显著地不为零。如图中的虚 线就是两倍的标准差的位置,只要图中的横柱不超 出虚线,就可以认为不显著。 第二,可以正态近似,因当T充分大时,近似有: (ACk -0) / T-1/2 =ACk T1/2 ~ N (0, 1) 第三,Q统计量及其概率是在不相关的原假设下 计算的,即所列概率反映着“不相关”的可能性。
⒉ 变量的多重共线性问题 多重共线性是指模型中的部分解释变量之间, 存在着高度的线性相关性问题。如果是完全的线性 相关则无法求解模型的参数,即使是一定程度的线 性相关,又没有必要将其同时全部纳入模型之中。
⒊ 变量的协整均衡问题 回归分析要求各变量之间的平稳的序列,如果 参与回归的各元素有非平稳现象存在,则很可能产 生伪回归问题,除非它有长期的均衡规律存在。
互相 关图是在 序列组对 象的View 下选择: Cross corr -elogram 得到的。

面板数据模型 计量经济学 EVIEWS建模课件

面板数据模型 计量经济学 EVIEWS建模课件

⑶当使用一个Pool序列名时,EViews认为将 准备使用Pool序列中的所有序列。EViews会自动 循环查找所有截面识别名称,并用识别名称来替 代“?”。然后会按指令使用这些替代后的名称 了。Pool序列必须通过Pool对象来定义,因为如 果没有截面识别名称,占位符“?”就没有意义。
使用基本名和截面识别名称组合命名。截面 识别名称可以放在序列名中的任意位置,只要保 持一致即可。例如:GDP_JPN,GDP_USA,GDP_UK等; 其中“GDP”作为序列的基本名。
⑴通过View/Cross-Section Identifiers或选 择工具条的Define按钮,可以显示Pool中的截面成 员识别名称,并可以对其进行编辑。
⑵通过sheet按钮定义一组序列名, 序列名是 由基本名和所有截面识别名构成的。在Pool中的关 键是序列命名: 各序列名的命名规则可以使用基 本名和“?”占位符构成,其中“?”代表截面识 别名。如序列名为GDPJPN,GDPUSA,GDPUK,相应 的Pool序列命名时就要输入GDP?。如果序列名为 JPNGDP,USAGDP,UKGDP,则为 ?GDP。
⑴通过确定工作文件样本来指定堆积数据表中 要包含哪些时间序列观测值。
⑵打开Pool,选择View/Spreadsheet(stacked data),EViews会要求输入序列名列表,可以输入 普 通 序 列 名 或 Pool 序 列 名 。 如 果 是 已 有 序 列 , EViews 会 显 示 序 列 数 据 ; 如 果 这 个 序 列 不 存 在 , EViews会使用已说明的Pool序列的截面成员识别名 称建立新序列或序列组。
⒉ 堆积数据 选择View/Spreadsheet(stacked data), EViews会要求输入序列名列表。

《Eviews数据操作》ppt课件

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§5.1.6 逻辑表达式
使用逻辑表达式来计算真假值。逻辑表达式能作为数学表达式的一 部分、样本描绘的一部分或在程序中作为if判断的一部分。例如: incm>5000 这个表达式允许我们选择特殊条件的观测值,incm值大于 5000,那么就得到真值,否那么得到假值。
通常,逻辑表达式中常用到比较运算符‘<、<=、>、>=、=、<>’。 另外,还可以使用逻辑运算符‘and’、‘or’组成更复杂的逻辑表达 式。例如:incm>5000 and educ>=2000。注意:Eviews用1表示真,用0 表示假。因此,可以用逻辑值参加数学运算。例如:
§5.2.1 建立一个新序列
选择quick/generate series…或者单击工作文件工具条上的 “genr〞按钮。Eviews会弹出一个窗口,你只要在上面的编辑 框中写上分配表达式,并在下面编辑框中写上相应的样本空间 即可。另外,你写入的表达式在计算时是针对每一个观测值的。
§5.2.2 根本的赋值表达式
§5.3.2 在组中使用自动序列
在组中使用自动序列是非常有用的,可以象通 常那样建立一个组,并在组中建立自动序列。首先 选取主菜单上的bojects/new object/group,然后键 入 cp、log〔cp〕 ,这样就建立了一个包含两个序 列的组,包含的两个序列:一个cp序列,一个是自 动序列log〔cp〕。我们也可以在估计方程中使用自 动序列。
含了前几项的累加和。这就是动态分配。
§5.2.5 暗示分配
通过在表达式左端的简单的表达式,你可以完成暗示分配 操作。例如:log〔y〕=x 那么按 y=exp〔x〕 计算。
通常Eviews只能处理: + - * / ^ log〔 〕 exp〔 〕 sqr〔 〕 d〔 〕 dlog〔 〕 @inv 〔〕 这几种运算的暗示操作。除此以外其他的运算就不行了。 例如:@tdist〔y,3〕=x , 就不可以了。 另外,Eviews也不能在等号左边屡次出现目的序列的情况, 例如:x+1/x=5就不可以。以上提到的两种情况Eviews都会出现 提示信息。

经济模型的参数估计 计量经济学 EVIEWS建模课件

经济模型的参数估计 计量经济学 EVIEWS建模课件

⑵两个回归特例
①Y=β0+ε;这时Y的估计值为常数b0。
即min
∑e2;Foc: e2 0→
b0
Y - b0 2 0 b0
- 2 Y - b0 0 Y b0
②Y=β1X+ε;这时有:
Foc: e2 0 →
b1
Y - b1X2 0 b1
-
2
Y
-
b1XX=0
b1
XY X2
⒉ 为什么使用多元回归*
• 以一元与二元的比较进行分析
640000 352836 1210000 407044 1960000 1258884 2890000 1334025 4000000 1982464 5290000 2544025 6760000 3876961 8410000 4318084 10240000 6682225 12250000 6400900 53650000 29157448
b1= ˆ1
xi yi 5769300 0.777 xi2 7425000
b0= ˆ0 Y ˆ0 X 1567 0.777 2150 103.172
因此,由该样本估计的回归方程为:
Yˆi 103.172 0.777 X i
估计模型为:Yˆi 103.172 0.777 X i ei
数据表见下页:
可支配收入X-消费支出Y的样本表数据处理见下表所示:
Xi
Yi
xi
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 求和 平均
800 1100 1400 1700 2000 2300 2600 2900 3200 3500 21500 2150
594 638 1122 1155 1408 1595 1969 2078 2585 2530 15674 1567

EViews使用 计量经济学 EVIEWS建模课件

EViews使用 计量经济学 EVIEWS建模课件

右边是从低频率数据向高 频率数据的转换,有6种插值 方法:
1.常数——与平均值相匹配;
2.常数——与和相匹配;
3.二次函数——与平均值相 匹配;
4.二次函数——与和相匹配;
5.线性函数——与最后的值 相匹配;
6.三次函数——与最后的值 相匹配 。
序列在序列組对象窗口
图形等对象窗口
EViews使用 计量经济学 EVIEWS建模 课件
打开程序 各类对象的基本操作
建立工作文件 文件中的对象添加
序 列
序 列 组
图 形
表 格
数 据 库
文 本
方程 程序
离开
数据的 录入
Eveiws界面
它由如下五个部分组成:标题栏、主菜单、命令
窗口、状态栏、工作区。
标题栏

主菜单




作 区

态 栏
到文本文件,点击后出现下面的对话框: 键入序列名
在Series headers选择序列数据输入序号(去掉的数据个 数),点击OK即可形成一个新序列,注意时间区间。
• ⑵ Excel(.XLS)文件的数据输入。可以在WINDOWS子目录
中找到Excel(.XLS),点击后出现下面的对话框:
键入序列名,点击OK即可形成一个新序列,注意原数据 文件的时间区间和Excel(.XLS)文件的数据开始单元。
数据的变频
左边是从高频率数据向低频率数 据转换,有6种选择: 1.观测值的平均值; 2.观测值的和; 3.第一个观测值; 4.最后一个观测值; 5.观测值的最大值; 6.观测值的最小值。 Conversion propagates Nas选择项如 果选上,则遇到缺少的数据就添上 NA,如果不选,则在部分区间选值。

面板数据模型计量经济学EVIEWS建模课件

面板数据模型计量经济学EVIEWS建模课件
02
下载EViews安装程序后,按照提示进行安装,选择 合适的安装路径和组件。
03
安装完成后,需要配置EViews的环境变量和启动选 项。
EViews软件界面与操作
EViews的界面包括菜单栏、工具栏、工作区、状态栏等部分,用户可以通 过菜单栏选择需要的命令和功能。
工作区是用户进行数据分析和模型估计的主要区域,可以显示数据表格、 图形、方程等。
固定效应模型
在固定效应模型中,个体固定效应被包括在内,这意 味着模型将考虑每个个体特有的不随时间变化的特征 对因变量的影响。在EViews中,可以通过在`xtreg`命 令后加上`fe`来指定固定效应模型。解读固定效应模型 的估计结果时,应注意观察固定效应的系数和显著性 水平,以了解不同个体的固定效应对因变量的影响程 度和显著性。
提高估计精度
相对于单一时间序列或横截面数据模型,面板数据模型能够利用更多的信息,提高估计 的精度。
面板数据模型在经济学研究中的挑战与展望
数据质量和可获得性
高质量的面板数据是进行面板数据分 析的前提,但获取高质量的面板数据 存在一定的难度。
动态面板数据分析
模型选择和设定
在应用面板数据模型时,需要合理选 择和设定模型,以避免模型误设导致 的估计偏误。
社会学研究 面板数据模型在社会学研究中用 于分析社会现象和趋势,如人口 变化、教育发展、犯罪率等。
医学研究 面板数据模型在医学研究中用于 分析疾病发病率、流行趋势、治 疗效果等,为医学研究和公共卫 生政策提供依据。
02
EViews软件介绍
EViews软件概述
EViews是一款专门用于计量经济学和时 间序列分析的软件,提供了一系列强大 的统计分析工具和图形化界面,方便用 户进行数据分析和模型估计。

计量经济学ppt课件(完整版)

计量经济学ppt课件(完整版)
注意事项
在进行模型选择与比较时,需要注意避免过拟合和欠拟合问题,以及确保模型的稳定性和可靠性。此外 ,还需要关注模型的异方差性、共线性等问题,以确保模型的准确性和有效性。
04
时间序列分析及应用
时间序列基本概念及性质
01
时间序列定义
按时间顺序排列的一组数据,反映 现象随时间变化的发展过程。
时间序列类型
03
广义线性模型与非线性模型
广义线性模型介绍
定义
广义线性模型是一类用于描述响 应变量与一组预测变量之间关系 的统计模型,其特点在于响应变 量的期望值通过一个连接函数与 预测变量的线性组合相关联。
连接函数
连接函数是广义线性模型中一个 关键组成部分,它将响应变量的 期望值与预测变量的线性组合连 接起来。常见的连接函数包括恒 等连接、对数连接、逆连接等。
模型的统计性质
深入探讨多元线性回归模型的统计性质,包括无偏性、有效性和一致性等,并解释这些 性质在多元回归分析中的重要性。
多重共线性问题
详细讲解多重共线性的概念、产生原因、后果以及诊断和处理方法,如逐步回归、岭回 归等。
回归模型检验与诊断
模型的拟合优度 介绍衡量模型拟合优度的指标, 如可决系数、调整可决系数等, 并解释这些指标在实际应用中的 意义。
微观计量经济学在因果推断和政策评 估方面发挥着重要作用。目前,研究 者们关注于如何运用实验设计、工具 变量、双重差分等方法识别和处理内 生性问题,以更准确地估计因果关系 和评估政策效果。
高维数据处理与机器 学习
随着大数据时代的到来,高维数据处 理成为微观计量经济学面临的新挑战 。目前,研究者们正在探索如何将机 器学习等先进的数据分析技术应用于 微观计量经济学中,以处理高维数据 和挖掘更多的有用信息。

计量经济学课件_Eviews

计量经济学课件_Eviews
1988-1992年,乔汉森(Johansen,丹麦)连发四篇关于向量 自回归模型中检验协整向量并建立向量误差修正模型(VEC)的文 章。进一步丰富了协整理论。
从对经典计量经济学的批判到单位根和协整理论的提出,经 历了10多年的时间。
2001年,《计量经济学杂志》发行100期纪念专辑上,特邀 格兰杰(Granger)和在动态时间序列分析领域做出突出贡献的计 量经济学家斯托克(J.H.stock)分别以“Macroeconometrics— Past and Future”、“Macroeconometrics”为题发表两篇综述性 论文,都将单位根、协整理论作为现代宏观计量经济学的主要内容。
计量经济学课件_Eviews
第一章 绪 论
§1.1 经典计量经济学
一、什么是计量经济学
1、计量经济学的由来 英文“Econometrics”最早是由挪威经济学家弗里希
(R.Frish) 于1926年仿照“Biometrics”(生物计量学)提出的。 1930年12月29日世界计量经济学会在美国成立。 1933年正式出版国际性学术刊物《Econometrica》。 标志着计量经济学作为一个独立的学科,正式诞生了。
The Bank of Sweden Prize in Economic Sciences in Memory of Alfred Nobel 2000 "for his development of theory and methods
(1)研究背景 20世纪70年代时期,石油危机引发了世界经济的衰退和滞胀,
经典计量经济模型未预测到这次衰退,也未能就治理滞胀开出有效 “药方”。人们开始意识到,建立计量经济模型是用经济理论将经 济数据的生成过程公式化,然后使用计量经济技术进行检验,但这 些理论还不够充分。

参数的稳定性检验计量经济学EVIEWS建模课件

参数的稳定性检验计量经济学EVIEWS建模课件
设Yt的预测值yt=xtTBt-1,其中xt为第t期观察值 的来向量;则预测误差为:yt-xtBt-1;预测误差的 方差为σ2[1+xtT(Xt-1TXt-1)-1xt];定义递归残差为:
根据此递归残差公式可以分别计算出t=k+1,…,T 期的递归残差。如果建立的模型有效,递归残差将
服从独立的均值为零、方差为常数的正态分布。软
CUSUM
5% Significance
⑶残差平方累积和分布曲线CST 程序给出了残差平方关于时间的分布图形,及 一对5%的上下两条临界线所构成的区域,如果平方 的残差累积和超出这个区域,则说明方程的参数不 具稳定性。下图所示一个比一个好:
1.6
1.6
1.6
1.2
1.2
1.2
0.8
0.8
0.8
0.4
⒈ 检验的模型处理
假设需要建立的模型为:
Y = β0 + β1 X1 + β2 X2 + … + βk Xk + εt 将原时序分为两个或多个连续的时间序列(1~n1) 与(n1+1~n1+n2)等,相应的各阶段模型分别为: Y1 = β10 + β11 X11 + β12 X12 + … + β1k X1k + ε1t Y2 = β20 + β21 X21 + β22 X22 + … + β2k X2k + ε2t 这里要注意为保证各阶段方程的可解,必须要n1 和n2等都大于k+1 ;则以矩阵形式表述各模型如下:
6000
1000
.06
4000
500
.04
2000 0

协整分析-计量经济学-EVIEWS建模

协整分析-计量经济学-EVIEWS建模
.
⒊伪回归及其可能的情况
对非平稳时序进行回归时,如果协整关系不存在, 则其结果就是伪回归,它多出现在如下几类情况下:
第一,各回归元非平稳,且其各自的单整阶数不等 的时候;
第二,回归的残差时序中,仍然包含着明显的随机 性趋势的时候;
第三,当各回归元中有的变量存在确定趋势,而有 的变量同时存在随机性趋势的时候。
⑵检验统计量的分布及其临界值 由于OLS估计是使残差平方和最小,协整回归OLS 估计所产生的残差序列很容易是平稳序列。由于协整 时的估计量是超一致的,所以残差的方差也可能极小, 这将导致残差序列的平稳,进而使检验中拒绝原假设 的比率比实际情况要大。因此以残差et为基础的EG或 AEG检验的临界值条件要比DF或ADF检验的临界值条 件更加苛刻(即更负一些),才能敏感的拒绝零假设, 反映出在非长期均衡的回归过程中,被破坏了的真实 的误差属性。
协整举例:若Xt I(d),Yt I(c),则有: Zt = (a Xt + bYt) I (max[d, c])
因为:
Zt=(aXt+bYt)=(aXt+bYt)-(aXt-1+bYt-1)=(aXt+bYt) 所以当 c > d 时,Zt只有差分c次才能平稳。 一般来说,若Xt I (c),Yt I (c),则:
[Y,X]~CI(1,1) 成立,即u=Y-b1X1-b2X2~I(0)。这时的协整向量 为:
β=(1. ,-b1,-b2)
⒉协整回归的特性
对非平稳变量进行回归,如果协整关系存在,则该 回归方程为协整回归方程,它将具备如下特征:
第一,残差系列的平稳性,是最基本的特征要求; 第二,残差系列符合基本假设仍然是必备的条件; 第三,Stock (1987) 年证明了:如果该长期均衡存在, 即存在协整回归时,则协整系数bi将是超一致的估计量, 即协整回归的OLS 估计量要比一般平稳变量OLS估计量 收敛得更快。

经济模型的参数估计计量经济学EVIEWS建模课件

经济模型的参数估计计量经济学EVIEWS建模课件
B
Y' Y - 2B' X'Y B' X'XB 0
B
即:-2X’Y+2X’XB=0;X’XB=X’Y; ∴B=(X’X)-1X’Y
实例1的方程参数计算如下:
b1= ˆ1
xi yi 5769300 0.777 xi2 7425000
b0= ˆ0 Y ˆ0 X 1567 0.777 2150 103.172
594 638 1122 1155 1408 1595 1969 2078 2585 2530 15674 1567
-1350 -1050
-750 -450 -150
150 450 750 1050 1350
yi
xi yi
xi2
yi2
X
2 i
Yi 2
-973 1314090 1822500 947508
Xk
X1 X12
XkX1
Xk b0 1
X1X
X
2 k
k
b1 bk
X11
X1k
1 X21
X2k
1 Y1
Xn1 Y2
X nk
Yn
矩阵方程的求解证明
∂∑e2 ∂B
=
∂e'e ∂B
=
∂∂B (Y
-
XB)'(Y
- XB)=
0
Y' Y - Y' XB- B' X'Y B' X'XB 0
Yi X i1
(b0 b1 X ik b2 X i2 bk X ik ) X ik YiXik
计算(k+1)个方程组成的线性代数方程组,就可得到

Eviews应用第三讲PPT课件

Eviews应用第三讲PPT课件

Mean dependent var 5.743001
• Adjusted R-squared 0.787147
S.D. dependent var 0.045497
• S.E. of regression 0.020991
Akaike info criterion -4.773024
• Sum squared resid 0.006168


• VariaБайду номын сангаасle
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.


•C
7.446973 0.226812 32.83330 0.0000
• LOG(X) -0.196251 0.026116 -7.514730 0.0000


• R-squared
0.801337
三个备选模型:
• 双曲线 y a b
x
x' 1 x
• 对数曲线 y a bln x x' ln x
• 幂函数曲线模型 y axb
y' ln y x' ln x a' ln a
这三个模型都属于可线性化的模型。
4
第三步 eviews实现
方法一、genr命令:(以例题1中的幂函数曲线模型为例) 在"workfile"窗口中点“genr”键,在弹出的"Generate series by equation" 对话框的"enter equation "中输入" lx=log(x)" 和“ly=log(y)”,点“OK”,即生成新的序列lx和ly,lx和ly是 通过分别对原序列x和y取对数变换得到的。 返回“workfile”窗口,选中序列lx,按住ctrl键,继续选中序 列ly,点鼠标右键“open”点“as group”. 在弹出的 “group”数组窗口中对序列lx和ly进行线性回归分析,点 “proc”“make equation”在弹出的“equation estimation”对话框中输入“ly c lx”,选用LS估计方法,点 “确定”即得到模型估计结果。
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设A与非A区域的模型中的残差分布为: ε1t~N(0,σ21);ε2t~N(0,σ22)
则极大似然估计的似然函数为:
在该似然函数中,遍取1,2,…,n做为n0的可能值, 来计算该函数的各种可能结果,并从中选取使该似 然函数达到最大的n0值做为突变点n0的估计值。
返回
二、随机变参数模型
如果模型中的参数变量不是确定性的变量,而是 随机性质的变量,则称之为随机变参数模型。其常见 的类型如下:
㈠ 参数在某一常数附近随机波动 对于一元线性基本模型Y=α+βX+ε而言,如果参数 在某一常数附近波动,则其参数将为如下形式:
αt=a+ηt;βt=b+ξt 其中:η、ξ为零均值的随机项;则必有:
Yt=a+bxt+ωt 其中:ωt =εt +ηt +ξt Xt
E(ωt )=0 E(Xt ωt)=E(εt Xt +ηt Xt +ξt Xt 2)=0 Var(ωt)=E(εt +ηt +ξt Xt)2
⒈模型中一般水平的动态改变情况 对于一元线性基本模型Yt = αt + b Xt + εt而言,如 果其变参数是由一阶自回归过程引起的,即:
αt= a + ρ αt-1 + ηt 当ρ<1时,则原模型变为:
Yt = a + ρ αt-1 + ηt+ bXt + εt = a + bXt + MA(∞) + ωt
=E(εt 2)+E(ηt 2)+E(ξt Xt 2)+0-0-0-0 = σ2+σ2+X2σ2=(2+X2)σ2 可见,该变参数模型的随机项ωt存在差异方差; 可以采用广义最小二乘法来消除,并估计模型的参数。
㈡ 参数随某一变量有规律的变化, 同时受随机因素影响
对于一元线性基本模型Yt = αt + βt Xt + εt而言, 如果参数呈如下规律变化:
αt = a+δPt +ηt ;β=b+ρPt+ξt 则模型变为:
Yt = a+δPt +ηt + (b+ρPt + ξt)Xt + εt = a+δPt + bXt+ρPt Xt+ ξtXt + ηt + εt
同样,这也是存在异方差的模型,可以采用加权最
小二乘法进行估计。
㈢ 自适应回归模型
如果变参数模型是由参数或解释变量的动态因 素引起的,常称之为自适应模型,常见的形式有:
⒉ 虚拟变量的作用范围A未知时
在A的范围未知时,情况比较复杂,可以分为如 下两种情况两考虑:
一是A和非A两类区域的残差的方差相等时,可 以采用不同的分界点n0,按A已知的方法分别进行估 计,并从中选择残差平方和最小的为最终的模型参数。
二是A和非A两类区域的残差之方差不等时,也 需要采用不同的分界点n0变量,按照Goldfeld和 Quandt在1973年提出的极大似然估计方法进行。具体 如下:
绍了。
返回
⒉ 模型中斜率动态改变情况
对于一元线性基本模型Yt = a + βtXt + εt而言,如 果其变参数是由一阶自回归过程引起的,即:
βt= b + ρ βt-1 + ηt 当ρ<1时,则原模型变为:
Yt=a+bXt+ρβt-1Xt+ξt = a+bXt+ρ(b+ρβt-2+ηt-1)Xt+μt = a + bXt/(1-ρ) + ωt 关于变参数的滞后形式很多,这里就不一一介
㈠㈠参参数数随随某某一一变变量量改改变变的的模模型 设 Pt 为一政策变量,而模型的参数随该政策变量 而变化的模型形式如下:
Yt = (α0 + α1 Pt ) + (β0 + β1 Pt )Xt + εt 其中:α0、α1、β0、β1为常数;确定性政策变量P与误 差项不相关;可通过 α1、β1 的显著性检验来判断 P 的 作用是否改变了解释变量对被解释变量的影响程度。
变参数模型
在初级的计量分析中,我们假定模型的参数是固 定不变的常数。但是现实的情况并非如此,随着环境 的改变参数也必将产生变化。如果在模型中参数是个 变量,则我们称之为变参数模型。常分为如下两类:
一、确定性变参数模型
二、随机性变参数模型
一、确定性变参数模型
如果模型中的参数是确定性的控制变量,我们就 称该模型为确定性的变参数模型。常类型如下:
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