计量经济学检验汇总
所有计量经济学检验方法
所有计量经济学检验方法
1、回归分析：回归分析是用来确定两个变量之间相关关系的一种统计方法，它能够推断出一个变量对另一个变量的影响程度。
常用的回归检验包括偏直斜率检验、R平方检验、Durbin-Watson检验、自相关检验、Box-Cox检验等。
2、主成分分析：主成分分析（PCA）是一种统计分析方法，用于消除随机变量之间的相关性，从而简化数据分析过程。
常用的方法有二元主成分分析（BPCA）、多元主成分分析（MPCA）
3、因子分析：因子分析是一种统计学方法，用于确定从多个离散观测变量中提取的隐含变量。
常用的因子分析检验包括KMO检验、Bartlett 统计量检验、条件双侧门限统计量检验等。
4、多元分析：多元分析是一种统计学方法，用于探索随机变量之间的关系，常用的多元分析检验包括多元弹性网络（MANOVA）、多元回归（MR）以及结构方程模型（SEM）。
5、聚类分析：聚类分析是一种用于探索研究数据中的结构和特征的统计学方法。
它主要是将数据集分组，以便对数据集中的每组信息单独进行分析。
常用的聚类分析检验有K均值聚类、层次聚类、嵌套聚类等。
6、特征选择：特征选择是一种数据分析技术，用于从大量可能的特征中，选择有效的特征变量。
计量经济学f检验笔记
计量经济学f检验笔记计量经济学中的F检验通常用于检验回归模型的显著性。
在多元线性回归模型中，F检验用于判断所有的自变量与因变量之间的线性关系是否显著。
以下是一份关于F检验的详细笔记：一、F检验的基本概念F检验用于检验回归模型的显著性。
具体来说，它检验模型中所有自变量与因变量之间的线性关系是否显著。
如果F检验的统计量值较大，且对应的p值较小，则说明模型中至少有一个自变量与因变量之间的线性关系是显著的，模型具有统计意义。
二、F检验的计算F检验的统计量计算公式为：F=(SSR/k)/(SSE/n-k)，其中SSR 是回归平方和，SSE是残差平方和，k是自变量的个数，n是样本容量。
SSR和SSE的计算公式分别为：SSR=∑(yhat-y)^2，SSE=∑(y-yhat)^2，其中yhat是因变量的预测值，y是实际观测值。
三、F检验的判断标准一般而言，如果F检验的统计量值大于临界值F(k-1,n-k)，则说明回归模型具有显著性。
临界值F(k-1,n-k)可以根据自由度和给定的置信水平从F分布表中找到。
在给定的置信水平下，如果F检验的p值小于某个阈值（如0.05），则通常认为回归模型具有统计意义。
四、F检验的应用场景F检验广泛应用于计量经济学、统计学等领域。
例如，在金融领域中，可以使用F检验来评估股票价格与多个宏观经济指标之间的线性关系是否显著；在医学领域中，可以使用F检验来分析患者症状与疾病之间的线性关系是否显著。
总之，F检验是计量经济学中非常重要的统计方法之一，它用于判断多元线性回归模型中自变量与因变量之间的线性关系是否显著。
通过正确理解和应用F检验，可以更好地评估模型的统计意义和预测能力。
期末精华：计量经济学针对三种误差检验方法
2、近似共线性下普通最小二乘法参数估计量 非有效
在一般共线性（或称近似共线性）下，虽然可以得 到OLS法参数估计量，但是由参数估计量方差的表达 式为
Cov(ˆ ) 2 (XX)1
RESET 检验是 Regression Specification Error Test （回归设定误差检验）的简写。
设 y x β zc ε 设定误差检验是检验上式中 c 是否为零。 但关键哪些变量应该进入 z 呢？ （1）在缺失变量的情况下，那些缺失变量将构成 z。 （2）在方程设定有误时，应如何处理呢？
第五章 计量经济学检验 ——违背基本假设的情况
❖ 一方面，建立一个计量经济学模型要经过四 重检验，其中经济意义检验、统计检验、预 测检验已讲，这一章主要讲计量经济学检验 的范畴。
❖ 另一方面，前面讨论了最小二乘估计的优良 性质，但都是基于经典假设。如果这些假设 不满足，会出现什么问题呢？这一章对其进 行分析。
(3) 用F检验比较两个方程的拟合情况（类似于上一章中 联合假设检验采用的方法），如果两方程总体拟合情况 显著不同，则我们得出原方程可能存在误设定的结论。 使用的检验统计量为：
F (RSSM RSS ) / M RSS /(n k 1)
其中：RSSM为第一步中回归（有约束回归）的残差 平方和，RSS为第二步中回归（无约束回归）的残差 平方和，M为约束条件的个数，这里是M=3。
四、 解决解释变量误设定问题的原则
在模型设定中的一般原则是尽量不漏掉有关的解 释变量。因为估计量有偏比增大误差更严重。但如 果方差很大，得到的无偏估计量也就没有多大意义 了，因此也不宜随意乱增加解释变量。
在回归实践中，有时要对某个变量是否应该作为 解释变量包括在方程中作出准确的判断确实不是一 件容易的事，因为目前还没有行之有效的方法可供 使用。尽管如此，还是有一些有助于我们进行判断 的准则可用，它们是：
计量经济学知识点汇总
计量经济学知识点汇总1. 变量类型
- 连续变量和离散变量
- 定量变量和定性变量
- 内生变量和外生变量
2. 数据类型
- 横截面数据
- 时间序列数据
- 面板数据
3. 回归分析
- 简单线性回归
- 多元线性回归
- 非线性回归模型
4. 估计方法
- 普通最小二乘法(OLS)
- 加权最小二乘法(WLS)
- 极大似然估计法(MLE)
5. 假设检验
- t检验
- F检验
- 拉格朗日乘数检验
6. 模型诊断
- 异方差性
- 自相关
- 多重共线性
7. 面板数据模型
- 固定效应模型
- 随机效应模型
- hausman检验
8. 时间序列分析
- 平稳性和单位根检验
- 自回归模型(AR)
- 移动平均模型(MA)
- 自回归移动平均模型(ARMA)
9. 计量经济学软件
- Stata
- EViews
- R
10. 应用领域
- 宏观经济分析
- 微观经济分析
- 金融经济分析
- 政策评估
以上是计量经济学的一些主要知识点,涵盖了变量类型、数据类型、回归分析、估计方法、假设检验、模型诊断、面板数据模型、时间序列分析等内容,以及常用的计量经济学软件和应用领域。
所有计量经济学检验方法(全)
所有计量经济学检验方法(全)计量经济学所有检验方法一、拟合优度检验 可决系数TSSRSSTSS ESS R -==12 TSS 为总离差平方和，ESS为回归平方和，RSS 为残差平方和该统计量用来测量样本回归线对样本观测值的拟合优度。
该统计量越接近于1，模型的拟合优度越高。
调整的可决系数)1/()1/(12----=n TSS k n RSS R 其中：n-k-1为残差平方和的自由度，n-1为总体平方和的自由度。
将残差平方和与总离差平方和分别除以各自的自由度，以剔除变量个数对拟合优度的影响。
二、方程的显著性检验(F 检验)方程的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立作出推断。
原假设与备择假设：H 0:β1=β2=β3=…βk =0 H 1:βj 不全为0 统计量)1/(/--=k n RSS kESS F 服从自由度为(k , n-k-1)的F分布，给定显著性水平α，可得到临界值Fα(k,n-k-1)，由样本求出统计量F的数值，通过F>Fα(k,n-k-1)或F≤Fα(k,n-k-1)来拒绝或接受原假设H，以判定原方程总体上的线性关系是否显著成立。
三、变量的显著性检验（t检验）对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被保留在模型中。
原假设与备择假设：H0：βi=0 （i=1,2…k）；H1：βi≠0给定显著性水平α，可得到临界值tα/2(n-k-1)，由样本求出统计量t的数值，通过|t|> tα/2(n-k-1) 或|t|≤tα/2(n-k-1)来拒绝或接受原假设H0，从而判定对应的解释变量是否应包括在模型中。
四、参数的置信区间参数的置信区间用来考察：在一次抽样中所估计的参数值离参数的真实值有多“近”。
统计量)1(~1ˆˆˆ----'--=k n t k n c S t iiii iiie e βββββ在(1-α)的置信水平下βi 的置信区间是( , ) ββααββi i t s t s ii-⨯+⨯22，其中，t α/2为显著性水平为α、自由度为n-k-1的临界值。
计量经济学检验汇总
最全计量经济学检验汇总现代计量经济学的检验包括以下三个大类：§1.1 系数检验一、Wald检验--系数约束条件检验Wald检验没有把原假设定义的系数限制加入回归，通过估计这一无限制回归来计算检验统计量。
Wald统计量计算无约束估计量如何满足原假设下的约束。
如果约束为真，无约束估计量应接近于满足约束条件。
考虑一个线性回归模型：和一个线性约束：，R是一个已知的阶矩阵，r是q维向量。
Wald统计量在下服从渐近分布，可简写为：进一步假设误差独立同时服从正态分布，我们就有一确定的、有限的样本F-统计量是约束回归的残差向量。
F统计量比较有约束和没有约束计算出的残差平方和。
如果约束有效，这两个残差平方和差异很小，F统计量值也应很小。
EViews显示和F统计量以及相应的p值。
假设Cobb-Douglas生产函数估计形式如下：（1）Q为产出增加量，K为资本投入，L为劳动力投入。
系数假设检验时，加入约束。
为进行Wald检验，选择View/Coefficient Tests/Wald-Coefficient Restrictions，在编辑对话框中输入约束条件，多个系数约束条件用逗号隔开。
约束条件应表示为含有估计参数和常数（不可以含有序列名）的方程，系数应表示为c(1)，c(2)等等，除非在估计中已使用过一个不同的系数向量。
为检验规模报酬不变的假设，在对话框中输入下列约束：c(2)+c(3)=1二、遗漏变量检验这一检验能给现有方程添加变量，而且询问添加的变量对解释因变量变动是否有显著作用。
原假设是添加变量不显著。
选择View/Coefficient Tests/Omitted Variables-Likehood Ration，在打开的对话框中，列出检验统计量名，用至少一个空格相互隔开。
例如：原始回归为LS log(q) c log(L) log(k) ，输入：K L，EViews将显示含有这两个附加解释变量的无约束回归结果，而且显示假定新变量系数为0的检验统计量。
所有计量经济学检验方法
所有计量经济学检验方法1. OLS回归分析：OLS（Ordinary Least Squares）是一种常用的回归分析方法，它通过最小二乘估计来计算自变量对因变量的影响。
OLS回归分析可用于检验两个或多个变量之间的关系。
2.t检验：t检验用于检验样本均值与总体均值之间的差异是否显著。
在计量经济学中，常常用t检验来检测回归系数的显著性，即判断自变量对因变量的影响是否显著。
3.F检验：F检验用于检验回归模型的整体显著性。
通过F检验可以判断回归模型中自变量的组合对因变量的影响是否显著。
4.残差分析：残差分析用于检验回归模型的拟合优度。
它通过对回归模型的残差进行统计分析，判断残差是否符合正态分布、是否存在异方差等，并据此评估回归模型的合理性。
5.雅克-贝拉检验：雅克-贝拉检验用于检验时间序列数据的自相关性。
自相关性是指时间序列数据中的随机误差项之间存在相关性，为了使回归模型的估计结果有效，需要排除自相关性的影响。
6. ARIMA模型：ARIMA（Autoregressive Integrated Moving Average）模型是一种常用的时间序列分析模型，用于分析和预测时间序列数据。
ARIMA模型可以用于检验时间序列数据的平稳性和趋势。
7. Granger因果检验：Granger因果检验用于检验两个时间序列变量之间的因果关系。
通过检验一个变量的过去值对另一个变量的当前值的预测能力，可以判断两个变量之间是否存在因果关系。
8.卡方检验：卡方检验用于检验两个或多个分类变量之间是否存在显著差异。
在计量经济学中，卡方检验常用于检验变量之间的相关性和拟合优度。
9.随机效应模型和固定效应模型：随机效应模型和固定效应模型是面板数据分析中常用的方法。
它们通过考虑个体特征对经济现象的影响，帮助研究人员解决面板数据中存在的个体特征和时间特征之间的内生性问题。
10.引导变量法：引导变量法用于解决因果关系中的内生性问题。
通过引入其他变量作为工具变量，可以将内生性引起的估计偏误消除或减小。
计量经济学-假设检验答案版本汇总
计量经济学-假设检验答案版本汇总第五题假设检验答案版本汇总1. 对总体ξ的分布律或分布参数作某种假设，根据抽取的样本观测值，运⽤数理统计的分析⽅法，检验这种假设是否正确，从⽽决定接受假设或拒绝假设，这⼀统计推断过程就是所谓的假设检验。
下⾯通过⼀个实例说明假设检验的基本思想及推理⽅法。
例1 某⼯⼚⽣产⼀种电⼦元件，在正常情况下电⼦元件的使⽤寿命ξ（单位：⼩时）服从正态分布.某⽇从该⼚⽣产的⼀批电⼦元件中随机抽取16个，测得样本均值，假定电⼦元件寿命的⽅差不变，能否认为该⽇⽣产的这批电⼦元件的寿命均值.解：依题意，就是已知总体，且，要求检验下⾯的假设通常称假设为原假设，称假设为备择假设，检验的⽬的就是要在原假设与备择假设之间选择其中之⼀，若认为原假设是正确的，则接受；若认为原假设是不正确的，则拒绝⽽接受备择假设.从抽样检查的结果知样本均值，显然样本均值与假设的总体均值之间存在差异，对于之间出现的差异可以有两种不同的解释：(1) 原假设是正确的，即总体均值，由于抽样的随机性，之间出现某些差异是完全可以接受的；(2) 原假设是不正确的，即总体均值，因此之间出现的差异不是随机性的，即之间存在实质性、显著性的差异。
上述两种解释哪⼀种较合理呢? 回答这个问题的依据是⼩概率的实际不可能性原理，在原假设正确的条件下，合理地构造⼩概率事件A，再对⼀次试验的结果考察A有没有出现，若A出现，则说明不正确，若A没有出现，则没理由认为不正确。
请看下⾯的具体操作。
设原假设正确，即，则统计量，考虑其中a称为显著⽔平，称为统计量u的临界值，通常a取较⼩的值，如0.05或0.01，当显著⽔平时，查表得，则因为很⼩，所以事件是⼩概率事件，根据⼩概率事件的实际不可能性原理，可以认为在原假设正确的条件下这样的事件实际上是不可能发⽣的，但现在抽样检查的结果是上述⼩概率事件竞然发⽣了，这表明抽样检查的结果与原假设不相符合，即样本均值与假设的总体均值之间存在显著差异，因此，应当拒绝原假设，接受备择假设，即认为该⽇⽣产的这批电⼦元件的寿命均值（⼩时）.应当指出，上述结论是取显著⽔平时得到的，若改取显著⽔平，则，从⽽有，因为抽样检查的结果是，可见⼩概率事件没有发⽣，所以没有理由拒绝原假设，就应当接受，即可以认为该⽇⽣产的这批电⼦元件的寿命均值（⼩时）.由此可见，假设检验的结论与选取的显著⽔平a有密切的关系，因此，必须说明假设检验的结论是在怎样的显著⽔平a下作出的。
计量经济学 )多元线性回归模型的统计检验
ˆ) 0 X i1 (Yi Y i
ˆ) 0 X i 2 (Yi Y i
… X (Y Y ˆ) 0 ik i i
所以 从而
ˆ )(Y ˆ Y ) 0 (Y Y
i i
ˆ ) 2 (Y ˆ Y )2 (Y Y ) (Y Y i i i i
解释的那部分离差的大小。
• 那么，TSS、ESS、RSS之间存在的如下关系：
总离差平方和 = 回归平方和 + 残差平方和
TSS
=
ESS
+
RSS
关于TSS=ESS+ RSS的证明过程（教材P73） 证明： 将TSS，即总离差平方和进行分解：
ˆ ) (Y ˆ Y )) 2 TSS (Y Y ) 2 ((Y Y
• 拟合优度检验：检验模型对样本观测值的拟合 程度。
• 在一元回归模型中，拟合优度检验是通过构造 一个可以表征拟合程度的统计量R2来实现。
• 在多元回归模型中，也可以用该统计量来衡量 样本回归线对样本观测值的拟合程度。
总离差平方和、回归平方和及残差平方和
• 定义
TSS (Y Y ) 2
i
2 ˆ y i
y
2 i
1
yi
ei
2 2
检验模型的拟合优度。 R2叫做多重可决系数，也简称为可决系数或判定系数。
毫无疑问，R2越接近于1，模型的拟合优度越高。 但是在应用过程中人们发现，如果在模型中增加一个解释变量， 那么模型的回归平方和随之增大，从而R2也随之增大。 这就给人一个错觉：要使模型拟合得好，就必须增加解释变量。 所以，用来检验拟合优度的统计量必须能够防止这种倾向。
说 明
计量经济学所有检验
计量经济学所有检验分布，给定显著性水平α，可得到临界值Fα(k,n-k-1)，由样本求出统计量F的数值，通过F>Fα(k,n-k-1)或F≤Fα(k,n-k-1)来拒绝或接受，以判定原方程总体上的线性关系是否原假设H显著成立。
三、变量的显著性检验（t检验）对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被保留在模型中。
=0 （i=1,2…k）；原假设与备择假设：H0：βiH1：β≠0i给定显著性水平α，可得到临界值tα/2(n-k-1)，由样本求出统计量t的数值，通过|t|> tα/2(n-k-1) 或|t|≤tα(n-k-1)/2来拒绝或接受原假设H0，从而判定对应的解释变量是否应包括在模型中。
四、参数的置信区间参数的置信区间用来考察：在一次抽样中所估计的参数值离参数的真实值有多“近”。
统计量)1(~1ˆˆˆ----'--=k n t k n c S t iiii iiie e βββββ在(1-α)的置信水平下βi的置信区间是( , ) ββααββi i t s t s ii-⨯+⨯22，其中，t α/2为显著性水平为α、自由度为n-k-1的临界值。
五、异方差检验1. 帕克(Park)检验与戈里瑟(Gleiser)检验 试建立方程：iji i X f e ε+=)(~2 或iji i X f e ε+=)(|~|选择关于变量X 的不同的函数形式，对方程进行估计并进行显著性检验，如果存在某一种函数形式，使得方程显著成立，则说明原模型存在异方差性。
如： 帕克检验常用的函数形式：ie X Xf jiji εασ2)(=或ijiiX e εασ++=ln ln )~ln(22若α在统计上是显著的，表明存在异方差性。
Glejser 检验类似于帕克检验。
Glejser 建议:在从OLS 回归取得误差项后，使用e i 的绝对值与被认为密切相关的解释变量再做LS 估计，并使用如右的多种函数形式。
计量经济学的三种检验
• 当 R2 增加时， VIF也随着增加
– 如果大于10 ，就表明有问题
R2 VIF=1/(1- R )
2
0 1
0.5 2
0.8 5
0.9 10
0.99 100
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注意
• R2较高，标准差未必一定大。也就是说它 不一定扩大估计量的标准差。 • 辅助回归方程的R2可能只是多重共线性的 一个“表面指示器”。 • 更正规的表述为：“较高的R2既不是较高 标准差的必要条件也不是充分条件，多重 共线性本身并不必然导致较高的标准差。”
• 例：需求函数
Q=b0+b1p+b2pr+b3income+u 变形成 Q=b0+b1（p/pr）+b2income+u
44
先验信息
• 根据以往的研究，我们或许知道有关参数 值的某些信息，可以将这些信息用于当前 的样本。 • 假设先验信息是“正确”的，就“解决” 了共线性问题。
45
例 对《wideget》需求函数
10
接近完全多重共线性的情形
• 多重共线性是一个极端的情形 • 在实际中，很少遇到完全多重共线性的情 况，常常是接近或高度多重共线性。亦即 解释变量是接近线性相关的。 • 例：《widget》教科书
11
问题 • • • • • • 多重共线性的性质是什么？ 多重共线性产生的原因是什么？ 多重共线性的理论后果是什么？ 多重共线性的实际后果是什么？ 在实际中，如何发现多重共线性？ 消除多重共线性的弥补措施有哪些？
18
注意
• 接近共线性并未破坏最小二乘估计量的最 小方差性：在所有线性无偏估计量中， OLS估计量的方差最小。 • 最小方差并不意味着方差值本身也比较小。
计量经济学 总结
3.5回归模型的其他函数形式一、模型的类型与变换1.倒数模型、多项式模型与变量的直接置换法2.幂函数模型、指数函数模型与对数变换法3.复杂函数模型与级数展开法 二、非线性回归实例 三、非线性最小二乘估计 1.普通最小二乘原.2.高斯－牛顿迭代法（对原始模型展开台劳级数，取一阶近似值）⒊ 牛顿－拉夫森迭代法大部分非线性关系又可以通过一些简单的数学处理, 使之化为数学上的线性关系, 从而可以运用线性回归模型的理论方法。
⒋应用中的一个困难如何保证迭代所逼近的是总体极小值（即最小值）而不是局部极小值？一般方法是模拟试验：随机产生初始值→估计→改变初始值→再估计→反复试验, 设定收敛标准（例如100次连续估计结果相同）→直到收敛。
⒌非线性普通最小二乘法在软件中的实现给定初值 写出模型 估计模型 改变初值 反复估计1一般情况下, 线性化估计和非线性估计结果差异不大。
如果差异较大, 在确认非线性估计结果为总体最小时, 应该怀疑和检验线性模型。
2非线性估计确实存在局部极小问题。
3根据参数的经济意义和数值范围选取迭代初值。
4NLS 估计的异方差和序列相关问题。
NLS 不能直接处理。
应用最大似然估计。
3.6受约束回归– 在建立回归模型时, 有时根据经济理论需要对模型中的参数施加一定的约束条件。
例如: – 需求函数的0阶齐次性条件 – 生产函数的1阶齐次性条件模型施加约束条件后进行回归, 称为受约束回归（restricted regression ）; 未加任何约束的回归称为无约束回归（unrestricted regression ）。
一、模型参数的线性约束 1.参数的线性约束2.参数线性约束检验具体问题能否施加约束？需进行相应的检验。
常用的检验有: F 检验、x2检验与t 检验。
F 检验: 1构造统计量；2检验施加约束后模型的解释能力是否发生显著变化。
第一步：给出参数估计值 β的初值 ()β0，将f x i(, )β在 ()β0处展开台劳级数， 取一阶近似值；第二步：计算 z df x d i i =(, ) ()βββ0和 ~(, ) ()()y y f x z i i i i =-+⋅ββ00的样本观测值； 第三步：采用普通最小二乘法估计模型 i i i z y εβ+=~，得到β的估计值 ()β1； 第四步：用 ()β1代替第一步中的 ()β0，重复这一过程，直至收敛。
计量经济学协整检验方法
计量经济学协整检验方法协整检验（cointegration test）是计量经济学中用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系的方法。
它的主要目的是确定变量之间的长期关系，即是否存在一个稳定的均衡关系，从而可以进行有效的经济分析和预测。
本文将介绍几种常用的协整检验方法。
1. 单位根检验方法（Unit root test）单位根检验用于检验时间序列数据是否具有非平稳性。
一般来说，如果变量是非平稳的，那么它们之间就不可能存在长期稳定的均衡关系。
常用的单位根检验方法有ADF检验（Augmented Dickey-Fuller test）和KPSS检验（Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin test）等。
ADF检验是一种参数统计方法，可以用来检验变量是否是单位根过程，从而判断是否存在协整关系；KPSS检验则是一种非参数统计方法，用于检验变量是否是平稳的。
2. Johansen协整检验方法（Johansen cointegration test）Johansen协整检验方法是一种常用的多变量协整检验方法，可以同时检验多个变量之间的协整关系。
该方法基于向量自回归模型（vector autoregressive model，VAR），通过对向量误差修正模型（vectorerror correction model，VECM）的估计，检验向量自回归参数的协整关系。
Johansen协整检验方法具有较强的参数估计效率和较好的统计性质，被广泛应用于实证研究中。
3. Engle-Granger两步法（Engle-Granger two-step method）Engle-Granger两步法是一种常用的两步骤协整检验方法。
首先，通过对变量进行单位根检验，确定哪些变量是非平稳的；然后，对非平稳变量进行协整关系的估计和检验。
该方法的优点是简单易行，适用于小样本情况，但它的估计效率相对较低。
4. 引导回归法（Bootstrap method）引导回归法是一种非参数的协整检验方法，用于解决传统统计方法在小样本情况下可能存在的偏误和低功效问题。
期末精华：计量经济学针对三种误差检验方法
第二节 多重共线性 （ Multi-Collinearity ）
多重共线性的概念 多重共线性的后果 多重共线性的检验 克服多重共线性的方法
一、多重共线性的概念
1、多重共线性 对于模型 Yi=0+1X1i+2X2i++kXki+i i=1,2,…,n 其基本假设之一是解释变量是互相独立的。
X 2 0 或者β 2 0 ， 取数学期望，我们发现，除非 X1
则 b1 将是有偏的。
三、 包括无关的解释变量 模型中包括无关的解释变量， （1）参数估计量仍无偏，但会增大估计量的方差， 即增大误差（证明如下：）。 （2）出现“过度拟合”，损失模型自由度。
(2) 方差变化证明
X1)1 有偏估计 b1 的方差是 Var[b1] 2 (X1
(2.6.4)
如果存在完全共线性，则(X’X) -1不存在，无法得 到参数的估计量。
例如：对一个离差形式的二元回归模型
y 1 x1 2 x 2
如果两个解释变量完全相关，如x 2 x1 ，则有
x12i X X x x 2 i 1i
2 x x x 1i 2i 1i 2 2 x x 2i 1i
当这四项用于判断一个变量是否应加进回归方程的准则 出现不一致的情况时，应当特别小心。在这种情况下，作出 正确判断不是一件容易的事，但可以让事情变得容易一些， 办法是将理论准则放在第一位，再多的统计证据也不能将一 个理论上很重要的变量变成“无关”变量。
在选择变量的问题上，应当坚定不移地根据理论而不是 满意的拟合结果来作决定，对于是否将一个变量包括在回归 方程中的问题，理论是最重要的判断准则。如果不这样做， 产生不正确结果的风险很大。
（完整word版）计量经济学知识点总结
（完整word版）计量经济学知识点总结第一章:1计量经济学研究方法:模型设定,估计参数,模型检验,模型应用2.计量经济模型检验方式:①经济意义:模型与经济理论是否相符②统计推断:参数估计值是否抽样的偶然结果③计量经济学:是否复合基本假定④预测:模型结果与实际杜比3.计量经济学中应用的数据类型:①时间序列数据(同空不同时)②截面数据(同时不同空)③混合数据(面板数据)④虚拟变量数据(学历,季节,气候,性别)第二章:1.相关关系的类型:①变量数量:简单相关/多重相关(复相关)②表现形式:线性相关(散布图接近一条直线)/非线性相关(散布图接近一条直线)③变化的方向:正相关(变量同方向变化,同增同减)/负相关(变量反方向变化,一增一减不相关)2.引入随机扰动项的原因:①未知影响因素的代表(理论的模糊性)②无法取得数据的已知影响因素的代表(数据欠缺)③众多细小影响因素综合代表(非系统性影响)④模型可能存在设定误差(变量,函数形式设定)⑤模型中变量可能存在观测误差(变量数据不符合实际)⑥变量可能有内在随机性(人类经济行为的内在随机性)3.OLS回归线数学性质:①剩余项的均值为零②OLS回归线通过样本均值③估计值的均值等于实际观测值的均值④被解释变量估计值与剩余项不相关⑤解释变量与剩余项不相关4.OLS估计量”尽可能接近”原则:无偏性,有效性,一致性5.OLS估计式的统计性质/优秀品质:线性特征,无偏性特征,最小方差性特征第三章:1.偏回归系数:控制其他解释变量不变的条件下,第j个解释变量的单位变动对被解释变量平均值的影响,即对Y平均值直接或净的影响2.多元线性回归中的基本假定:①零均值②同方差③无自相关④随机扰动项与解释变量不相关⑤无多重共线性⑥正态性…一元中有123463. OLS回归线数学性质:同第二章34. OLS估计式的统计性质:线性特征,无偏性特征,最小方差性特征5.为什么用修正可决系数不用可决系数?可决系数只涉及变差没有考虑自由度,如果用自由度去校正所计算的变差,可纠正解释变量个数不同引起的对比困难第四章:1.多重共线性背景:①经济变量之间具有共同变化趋势②模型中包含滞后变量③利用截面数据建立模型可出现..④样本数据自身原因2.后果:A完全①参数估计值不确定②csgj值方差无限大B不完全①csgj量方差随贡献程度的增加而增加②对cs区间估计时,置信区间区域变大③假设检验用以出现错误判断④可造成可决系数较高,但对各cs 估计的回归系数符号相反,得出错误结论3.检验:A简单相关系数检验法:COR 解释变量.大于0.8,就严重B方差膨胀因子法:因子越大越严重;≥10,严重C直观判断法:增加或剔除一个解释变量x,估计值y发生较大变化,则存在;定性分析,重要x标准误差较大并没通过显著性检验时,则存在;x回归系数所带正负号与定性分析结果违背,则存在;x相关矩阵中,x之间相关系数较大,则存在D逐步回归检验法:将变量逐个引入模型,每引入一个x,都进行F检验,t检验,当原来引入的x由于后面引入的x不显著是，将其剔除.以确保每次引入新的解释变量之前方程种植包含显著变量.4.补救措施:①剔除变量法②增大样本容量③变换模型形式:自相关④利用非样本先验信息⑤截面数据与时序数据并用:异方差⑥变量变换第五章:1.异方差产生原因:①模型中省略了某些重要的解释变量②模型设定误差③数据测量误差④截面数据中总体各单位的差异2.后果:A参数估计统计特性:参数估计的无偏性仍然成立;参数估计方差不再是最小B参数显著性检验:t统计量进行参数检验失去意义C 预测影响:将无效3检验:A图示①相关图形分析data x y,看散点图,quick→graph→x,y→OK→scatter diagram→OK,可以看到x,y散点图②残差图形分析data x y,sort x;ls y c x;再回归结果的子菜单点resid,可以看残差分析图Bgoldfeld-quanadt:data x y;sort x;smpl 1 n1;ls y c x(RSS1);smpl n2 n;ls y c x(RSS2);计算F*=RSS2/RSS1,取α=0.05，查F分布表，得F0.05((n-c)/2,(n-c)/2),将F值与此对比.若F*＞F(0.05),拒绝原假设,存在异方差Cwhite:data x y;ls y c x;在回归结果的子菜单中点击view-residual test-white heteroskedasticity,可以看到辅助回归模型的估计结果D arch;E：glejser:data x y;ls y c x;genr E1=resid;genr E2=abs(E1);genr XH=X^h;ls E2 c xh;依次根据XH的T值判断E2与XH之间是否存在异方差4.补救措施:A模型变换法:genr y1=y/根号x^h; genr x2=1/根号x^h ; genr x3=x/根号x^h;ls y1 x2 x3;B加权最小二乘法wls:权数:w1t=1/xt;w2t=1/xt^2;w3t=1/根号xt.电脑操作:genr w1=1/x;genr w2=1/(x^2);genr w3=1/sqr(x);ls (w=w1t) y c x;ls (w2=w2t) y c x;ls (w3=w3t) y c x. 第六章:1.自相关产生原因:①经济系统的惯性②经济活动的滞后效应③数据处理造成的相关④蛛网现象⑤模型设定偏误2.表现形式:自相关性质可以用自相关系数符号判断.即ρ＜0为负相关, ρ＞0为正相关.当|ρ|接近1时,表示相关的程度很高.自相关形式:见公式.3.后果:见公式.4.检验:A图示检验:data x y;ls y c x;再回归模型的子菜单点击resids,可以看到模型残差分布图;genr e=resid;data e e(-1);view-graph-scatter-simple scatter.B.DW检验:data x y;ls y c x;根据回归结果得出DW值,然后判断是否自相关.(正相关0~dl,无法判断dl~du,正相关du~2~4-du,无法判断4-du~4-dl,负相关4-dl~4).5.补救:A广义差分法:data x y;ls y c x;根据DW求ρ尖>(ρ尖=1-DW/2);smpl 2 n;genr yi=y-ρ尖*y(-1); genr xi=x-ρ尖*x(-1);ls y1 c x1;运用DW检验判断是否消除了自相关B:Cochrane orcutt迭代法:data x y;la y c x ar(1);运用DW检验判断C其他方法:①一阶差分法:data x y;ls y c x;smpl 2 n;genr y1=y-y(-1); genr x1=x-x(-1);ls y1 c x1; 运用DW检验判断②德宾两步法:data x y;smpl 2 n;ls y c y(-1)根据输出结果看y(-1)前系数,求出ρ尖; genr yi=y-ρ尖*y(-1); genr xi=x-ρ尖*x(-1);ls y1 c x1;运用DW检验判断第七章:1.虚拟变量0和1选取原则:0基期,比较的基础,参照物;1报告期:被比较类型2.虚拟变量数量的设置规则:①若定性因素具有m≥2个相互排斥属性,当回归模型有截距项时,只能引入m-1个变量②当回归模型无截距项时,引入m个变量3.虚拟解释变量的回归:加法截距:①解释变量只有一个分为两种相互排斥类型的定性变量而无定量变量②解释变量包含一个定量变量和一个分为两种类型的定性变量③解释变量包含一个定量变量和一个两种以上类型的定性变量④解释变量包含一个定量变量和两个定性变量.乘法斜率:①截距不变情形②结局斜率均发生变化③分段回归分析描述的精度.。
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最全计量经济学检验汇总现代计量经济学的检验包括以下三个大类：§1.1 系数检验一、Wald 检验——系数约束条件检验Wald 检验没有把原假设定义的系数限制加入回归，通过估计这一无限制回归来计算检验统计量。
Wald 统计量计算无约束估计量如何满足原假设下的约束。
如果约束为真，无约束估计量应接近于满足约束条件。
考虑一个线性回归模型：εβ+=X y 和一个线性约束：0:0=-r R H β，R 是一个已知的k q ⨯阶矩阵，r 是q 维向量。
Wald 统计量在0H 下服从渐近分布)(2q χ，可简写为： )())(()(112r Rb R X X R s r Rb W -'''-=--进一步假设误差ε独立同时服从正态分布，我们就有一确定的、有限的样本F-统计量q W k T u u q u u u u F /)/(/)~~(=-''-'= u~是约束回归的残差向量。
F 统计量比较有约束和没有约束计算出的残差平方和。
如果约束有效，这两个残差平方和差异很小，F 统计量值也应很小。
EViews 显示2χ和F 统计量以及相应的p 值。
假设Cobb-Douglas 生产函数估计形式如下：εβα+++=K L A Q log log log （1）Q 为产出增加量，K 为资本投入，L 为劳动力投入。
系数假设检验时，加入约束1=+βα。
为进行Wald 检验，选择View/Coefficient Tests/Wald-Coefficient Restrictions ，在编辑对话框中输入约束条件，多个系数约束条件用逗号隔开。
约束条件应表示为含有估计参数和常数（不可以含有序列名）的方程，系数应表示为c(1)，c(2)等等，除非在估计中已使用过一个不同的系数向量。
为检验规模报酬不变1=+βα的假设，在对话框中输入下列约束：c(2)+c(3)=1二、遗漏变量检验这一检验能给现有方程添加变量，而且询问添加的变量对解释因变量变动是否有显著作用。
原假设0H 是添加变量不显著。
选择View/Coefficient Tests/Omitted Variables —Likehood Ration ，在打开的对话框中，列出检验统计量名，用至少一个空格相互隔开。
例如：原始回归为 LS log(q) c log(L) log(k) ，输入：K L ，EViews 将显示含有这两个附加解释变量的无约束回归结果，而且显示假定新变量系数为0的检验统计量。
三、冗余变量冗余变量检验可以检验方程中一部分变量的统计显著性。
更正式，可以确定方程中一部分变量系数是否为0，从而可以从方程中剔出去。
只有以列出回归因子形式，而不是公式定义方程，检验才可以进行。
选择View/Coefficient Tests/Redundant Variable —likelihood Ratio ，在对话框中，输入每一检验的变量名，相互间至少用一空格隔开。
例如：原始回归为： Ls log(Q) c log(L) log(K) K L ，如果输入K L ，EViews 显示去掉这两个回归因子的约束回归结果，以及检验原假设（这两个变量系数为0）的统计量。
§1.2 残差检验一、相关图和Q —统计量在方程对象菜单中，选择View/Residual Tests/Correlogram-Q-Statistics ，将显示直到定义滞后阶数的残差自相关性和偏自相关图和Q-统计量。
在滞后定义对话框中，定义计算相关图时所使用的滞后数。
如果残差不存在序列相关，在各阶滞后的自相关和偏自相关值都接近于零。
所有的Q -统计量不显著，并且有大的P 值。
二、平方残差相关图选择View/Residual Tests/Correlogram Squared Residual ，在打开的滞后定义对话框，定义计算相关图的滞后数。
将显示直到任何定义的滞后阶数的平方残差的自相关性和偏自相关性，且计算出相应滞后阶数的Q-统计量。
平方残差相关图可以用来检查残差自回归条件异方差性（ARCH ）。
见下面ARCH LM 检验。
如果残差中不存在ARCH ，在各阶滞后自相关和偏自相关应为0，且Q 统计量应不显著。
三、直方图和正态检验选择View/Residual Tests/Histogram Normality ，将显示直方图和残差的描述统计量，包括检验正态性的Jarque-Bera 统计量。
如果残差服从正态分布，直方图应呈钟型，J-B 统计量应不显著。
四、序列相关LM 检验选择View/Residual Tests /Serial correlation LM Test 定义AR 或MA 最高阶数。
这一检验可以替代Q-统计量检验序列相关。
属于渐近检验（大样本）一类，被称为拉格朗日乘数（LM ）检验。
与D-W 统计量仅检验AR(1)误差不同，LM 检验可应用于检验高阶ARMA 误差，而且不管是否有滞后因变量均可。
因此，当我们认为误差可能存在序列相关时，更愿意用它来进行检验。
LM 检验原假设为：直到p 阶滞后，不存在序列相关。
五、ARCH LM 检验Engle(1982)提出对残差中自回归条件异方差（Autoregressive Conditional Heteroskedasticity, ARCH ）进行拉格朗日乘数检验 (Lagrange multiplier test)，即 LM 检验。
选择View/Residual Tests/ARCH LM Tests 进行检验，定义要检验的ARCH 阶数。
ARCH LM 检验统计量由一个辅助检验回归计算。
为检验原假设：残差中直到q 阶都没有ARCH ，运行如下回归：t q t q t t v e e e ++++=--221102βββ式中e 是残差。
这是一个对常数和直到q 阶的滞后平方残差所作的回归。
F 统计量是对所有滞后平方残差联合显著性所作的检验。
Obs*2R 统计量是LM 检验统计量，它是观测值数乘以检验回归2R 。
六、White 异方差性检验White (1980) 提出了对最小二乘回归中残差的异方差性的检验。
包括有交叉项和无交叉项两种检验。
White 检验是检验原假设：不存在异方差性。
检验统计量通过一个辅助回归来计算。
利用回归因子所有可能的交叉乘积对残差做回归。
例如：假设估计如下方程t t t t e z b x b b y +++=321式中b 估计系数，e 是残差。
检验统计量基于辅助回归：t t t t t t t t v z x z x z x e ++++++=524232102ααααααF 统计量是对所有交叉作用（包括常数）联合显著性的检验。
选择view/Residual test/White Heteroskedasticity 进行White ’s 异方差检验。
EViews 对检验有两个选项：交叉项和没有交叉项。
有交叉项包括所有交叉作用项。
但如果回归右边有许多变量，交叉项的个数会很多，所以把它们全包括在内不实用。
无交叉项选项仅使用回归因子平方进行检验回归。
§1.3 定义和稳定性检验EViews 提供了一些检验统计量选项，它们检查模型参数在数据的不同子区间是否平稳。
一个推荐的经验方法是把观测值区间T 分为T1和T2两部分。
T1个观测值用于估计，T2个观测值用于检验和评价。
把所有样本数据用于估计，有利于形成最好的拟合，但没有考虑到模型检验，也无法检验参数不变性，估计关系的稳定性。
检验预测效果要用估计时未用到的数据，建模时常用T1区间估计模型，用T2区间检验和评价效果。
例如居民收入，企业的销售，或其他指标，留下一部分样本进行检验。
对于子区间T1和T2的相对大小，没有太明确的规则。
有时可能会出现明显的结构变化的转折点，例如战争，石油危机等。
当看不出有转折点时，常用的经验方法是用85%-90%的数据作估计，剩余的数据作检验。
EViews 提供了现成方法，进行这类分析很方便。
一、Chow 分割点检验分割点Chow 检验的思想是把方程应用于每一个子样本区间，看看估计方程中是否存在显著差异。
显著差异说明关系中有结构变化。
为了进行Chow 间断点检验，选择View/Stability Tests/Chow Breakpoint Test …出现对话框以后，填入间断点的日期。
原假设：不存在结构变化。
二、Chow 预测检验Chow 预测检验先估计了包括T 1区间子样本的模型，然后用估计的模型去预测在剩余的T 2区间样本的因变量的值。
如果真实值和预测值差异很大，就说明模型可能不稳定。
检验适用于最小二乘法和二阶段最小二乘法。
原假设为无结构变化。
选择View/Stability Test /Chow Forecast Test 进行Chow 预测检验。
.对预测样本开始时期或观测值数进行定义。
数据应在当前观测值区间内。
三、RESET Test由Ramsey （1969）提出RESET 方法，即回归定义错误检验（Regression Specification Error Test ）。
古典正态线性回归模型定义如下：εβ+=X y 。
扰动项ε服从多元正态分布),0(2I N σ。
序列相关，异方差性，ε非正态分布都违反了扰动项ε服从多元正态分布),0(2I N σ的假设。
存在以上这样的定义错误，LS 估计量会是有偏的且不一致，一般推断方法也将不适用。
Ramsey 说明：任一或所有上述定义错误对ε产生一个非零均值向量。
因此，RESET 检验原假设和被选假设为：),0(~:20I N H σε ； ),(~:21I N H σμε（0≠μ）。
检验基于一个扩展回归方程：εγβ++=z x y 。
建立检验的关键问题是决定什么变量应记入z 矩阵。
Ramsey 建议把因变量预测值的乘方（这是解释变量乘方和互乘项的线性组合）计入z ，特别的，建议： ],ˆ,ˆ[32 y yz =。
y ˆ是y 对X 回归的拟合值向量。
上标说明乘方阶数。
一阶没有包括在内，因为它与X 矩阵完全共线性。
选择View/stability tests/Ramsey RESET test 进行检验，定义检验回归中要包括的拟合项数。
拟合项是原始回归方程拟合值的乘方。
如果定义一个很大的拟合项数，EViews 将显示一个近似奇异矩阵误差信息，这是因为拟合项的乘方很可能高度共线。
Ramsey RESET 检验仅应用于LS 估计的方程。
四、递归最小二乘法在递归最小二乘法中，方程使用样本数据大子区间进行重复估计。
如果在向量b 中有k 个系数要估计，那么前k 个观测值就被用于形成对b 的第一次估计。
这一估计重复进行，直到T 个样本点都被使用，产生对b 向量的T-k+1个估计值。