李子奈計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課堂筆記

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的各種檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：檢驗(yàn)求得的經(jīng)濟(jì)模型的參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)和大小是否符合經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)理論。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)值的可靠性，包括擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、回歸效果的檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)反映了解釋變量的變化可以解釋被解釋變量r2%的變動(dòng)；回歸效果的檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)方程顯著性、解釋變量是否對(duì)被解釋變量具有顯著性影響。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：包括隨機(jī)干擾項(xiàng)的異方差性、序列相關(guān)性，解釋變量的多重共線性，模型設(shè)定的偏誤性檢驗(yàn)。模型的預(yù)測(cè)檢驗(yàn)：檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)估計(jì)量的穩(wěn)定性及其在樣本量變化時(shí)的靈敏度。一元線性回歸模型普通最小二乘估計(jì)(ordinary least squares，ols)：使用ols方法需要滿足的假設(shè)有：

2、對(duì)于隨機(jī)干擾項(xiàng)，零均值、同方差、無序列相關(guān)性、服從正態(tài)分布；對(duì)于解釋變量，應(yīng)具有非隨機(jī)性、如果是隨機(jī)的不能與隨機(jī)干擾項(xiàng)相關(guān)、各解釋變量間不存在線性相關(guān)性。最大似然估計(jì)=最大或然估計(jì)(maximum likelihood，ml) 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度，其統(tǒng)計(jì)量是可決系數(shù)r2，r2直接由回歸結(jié)果給出。但是r2只是比較模糊的推測(cè)，不能給出嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)結(jié)論。變量的顯著性檢驗(yàn)：考察解釋變量是否對(duì)被解釋變量有顯著的線性影響，假設(shè)參數(shù)為0。使用t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，可以直接依據(jù)回歸結(jié)果給出的p值判斷(pa 時(shí)顯著)。在一元回歸中，變量的顯著性檢驗(yàn)與方程總體線性的顯著性檢驗(yàn)一致，因?yàn)橹挥幸粋€(gè)解釋

3、變量。參數(shù)的置信區(qū)間：eviews5中，函數(shù)c(1)返回系數(shù)參數(shù)的估計(jì)值，c(2)返回截距參數(shù)的估計(jì)值，分別等于eviews5輸出結(jié)果中的coefficient。置信度95%的置信區(qū)間的上下限為c(i)±stderrs(i)*qtdist(0.975, n-2)(i=1，2)，其中stderrs(i)(standard errors)為第i個(gè)解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)誤差，等于eviews5輸出結(jié)果中的std. error；stderrs(i)*qtdist(0.975, n-2)(i=1，2)為估計(jì)誤差。參數(shù)置信區(qū)間eviews5操作：把置信區(qū)間保存為矩陣，建一個(gè)2行3列的矩陣，步驟：（1）使

4、用matrix(2,3) para_conf_intval，創(chuàng)建一個(gè)存放置信區(qū)間的2行3列的矩陣（2）打開回歸方程，使用scalar tinv=qtdist(0.975, regobs-2)創(chuàng)建并保存t分布臨界值的標(biāo)量tinv，因?yàn)橄旅娴姆椒ń故褂枚S數(shù)組形式的括號(hào)，所以上式無法合并到下式（3）打開回歸方程，使用para_conf_intval.fill 1,2,c(1)-stderrs(1)*tinv,c(2)-stderrs(2)*tinv,c(1)+stderrs(1)* tinv,c(2)+stderrs(2)* tinv，按先列后行的順序填充矩陣。矩陣中的結(jié)果即為參數(shù)的置信區(qū)間，形

5、式為(第幾個(gè)參數(shù)，估計(jì)值下限，估計(jì)值上限)，其中參數(shù)顯示的順序與回歸結(jié)果中的變量順序一致。均值或個(gè)別值的估計(jì)值或預(yù)測(cè)值eviews5操作：（1）使用scalar x0=解釋變量的新觀測(cè)值，將自變量的取值存放到標(biāo)量x0中（2）由y0=c(2)+c(1)*x0(x0為解釋變量的取值)，打開回歸方程，使用scalar forecast_value=c(1)+c(2)*x0(注意：c(1)為截距系數(shù))，將y0預(yù)測(cè)值存放到標(biāo)量forecast_value中。 均值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間=預(yù)測(cè)值±均值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差，均值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差=t臨界值×均值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差，均值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差

6、=殘差標(biāo)準(zhǔn)誤差×sqrt(1/n+x0的離差方x的總離差方和)。eviews5中的均值預(yù)測(cè)值95%置信區(qū)間公式為：y0±qtdist(0.975, n2)×se×sqrt(1/n+(x0mean(x)2/(n×var(x)，其中，x0為解釋變量x的樣本觀測(cè)值；函數(shù)se返回殘差標(biāo)準(zhǔn)誤差(也稱回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差或隨機(jī)干擾項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差，其值等于eviews5結(jié)果中的s.e. of regression，即s2的估計(jì)值)；(x0mean(x) 2是x0的離差方；n×var(x) 返回x的總離差方和。此問題必須在方程被顯示的情況下進(jìn)行。均值預(yù)測(cè)值置信區(qū)間

7、eviews5操作：把均值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間保存為矩陣，建一個(gè)1行2列的矩陣，步驟：（1）使用matrix(1,2) mean_forecast_intval，創(chuàng)建一個(gè)存放置信區(qū)間的2行3列的矩陣（2）打開回歸方程，使用mean_forecast_intval.fill forecast_value-tinv*se*sqrt(1/regobs+(x0-mean(x)2/(regobs*var(x), forecast_value+tinv*se*sqrt(1/regobs+(x0-mean(x)2/(regobs*var(x)，按先列后行的順序填充矩陣。矩陣中的結(jié)果即為參數(shù)的置信區(qū)間，形式為（第

8、幾個(gè)參數(shù)，估計(jì)值下限，估計(jì)值上限），其中參數(shù)顯示的順序與回歸結(jié)果中的變量順序一致。個(gè)別值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間=預(yù)測(cè)值±個(gè)別值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差，個(gè)別值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差=t臨界值×個(gè)別值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差，個(gè)別值預(yù)測(cè)值的估計(jì)誤差=殘差標(biāo)準(zhǔn)誤差×sqrt(1+1/n+x0的離差方x的總離差方和)。eviews5中的個(gè)別值預(yù)測(cè)值95%置信區(qū)間公式為：y0±qtdist(0.975, n2)×se×sqrt(1+1/n+(x0mean(x)2/(n×var(x) (注意：sqrt中要加1)。其中，x0為解釋變量x的新觀測(cè)值；函數(shù)se返回殘差

9、標(biāo)準(zhǔn)誤差（也稱回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差，其值等于eviews5結(jié)果中的s.e. of regression）；(x0mean(x) 2是x0的離差方；n×var(x) 返回x的總離差方和。此問題必須在方程被顯示的情況下進(jìn)行。個(gè)值預(yù)測(cè)值置信區(qū)間eviews5操作：把個(gè)別值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間保存為矩陣，建一個(gè)1行2列的矩陣，步驟：（1）使用matrix(1,2) single_forecast_intval，創(chuàng)建一個(gè)存放置信區(qū)間的2行3列的矩陣（2）打開回歸方程，使用single_forecast_intval.fill forecast_value-tinv*se*sqrt(1+1/regobs+(

10、x0-mean(x)2/(regobs*var(x), forecast_value+tinv*se*sqrt(1+1/regobs+(x0-mean(x)2/(regobs*var(x)，按先列后行的順序填充矩陣。矩陣中的結(jié)果即為參數(shù)的置信區(qū)間，形式為（第幾個(gè)參數(shù)，估計(jì)值下限，估計(jì)值上限），其中參數(shù)顯示的順序與回歸結(jié)果中的變量順序一致。多元線性回歸模型矩估計(jì)（moment method，mm）工具變量方法（intstrumental variables，iv）廣義矩估計(jì)法（generalized moment method，gmm）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：統(tǒng)計(jì)量是可決系數(shù)r2，常使用調(diào)整的可決系數(shù)（a

11、djusted r-squared）。赤池信息準(zhǔn)則（akaike information criterion，aic）：用于比較所含解釋變量個(gè)數(shù)不同的多元回歸的擬合優(yōu)度。如果增加變量后使得aic減少，說明該增加的變量具有解釋能力，則在模型中增加該解釋變量。aic由eviews5直接輸出。施瓦茨準(zhǔn)則（schwarz criterion，sc）：用于比較所含解釋變量個(gè)數(shù)不同的多元回歸的擬合優(yōu)度。如果增加變量后使得sc減少，說明該增加的變量具有解釋能力，則在模型中增加該解釋變量。sc由eviews5直接輸出。方程總體線性顯著性檢驗(yàn)：簡(jiǎn)稱方程顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)方程總體不呈線性。使用f統(tǒng)計(jì)量（f-stat

12、istic）檢驗(yàn)，可以直接依據(jù)回歸結(jié)果給出的p值（prob(f-statistic)）判斷（pa 時(shí)顯著）。變量的顯著性檢驗(yàn)：考察解釋變量是否對(duì)被解釋變量有顯著的線性影響，以決定相應(yīng)的解釋變量能否被保留在模型中，當(dāng)某解釋變量的影響不顯著時(shí)，應(yīng)當(dāng)將該變量從模型中剔除。假設(shè)參數(shù)為0。使用t統(tǒng)計(jì)量（t-statistic）檢驗(yàn)，可以直接依據(jù)回歸結(jié)果給出的p值判斷（pa 時(shí)顯著）。參數(shù)的置信區(qū)間：eviews5中，使用函數(shù)c(i)獲得第i個(gè)參數(shù)的估計(jì)值（i=1，2，k+1），等于eviews5輸出結(jié)果中的coefficient，c(k+1)為截距的估計(jì)值，k為解釋變量的個(gè)數(shù)，不含常數(shù)項(xiàng)，k+1為參數(shù)的

13、個(gè)數(shù)。置信度95%的置信區(qū)間的上下限等于c(i)±stderrs(i)×qtdist(0.975, n-k)（i=1，2，k+1），其中stderrs(i)（standard errors）為第i個(gè)解釋變量或截距的標(biāo)準(zhǔn)誤差，等于eviews5輸出結(jié)果中的std. error；stderrs(i)×qtdist(0.975，n-k)為估計(jì)誤差。參數(shù)的置信區(qū)間eviews5操作：把置信區(qū)間保存為矩陣，建一個(gè)k行3列的矩陣，步驟：（1）打開回歸方程，使用scalar n=regobs將樣本容量存放到標(biāo)量n中（2）使用scalar k=ncoef將參數(shù)個(gè)數(shù)存放到標(biāo)量k中（

14、3）使用scalar tinv=qtdist(0.975, n-k)創(chuàng)建并保存t分布臨界值的標(biāo)量tinv，因?yàn)橄旅娴姆椒ń故褂枚S數(shù)組形式的括號(hào)（4）使用matrix(k,3) para_conf_intval，創(chuàng)建一個(gè)存放置信區(qū)間的k行3列的矩陣（5）回歸方程具有3個(gè)參數(shù)時(shí)，可使用para_conf_intval.fill 1,2,3,c(1)-stderrs(1)*tinv,c(2)-stderrs(2)*tinv,c(3)-stderrs(3)*tinv,c(1)+stderrs(1)*tinv,c(2)+stderrs(2)*tinv,c(3)+stderrs(3)*tinv，按先列

15、后行的順序填充矩陣。矩陣中的結(jié)果即為參數(shù)的置信區(qū)間，形式為（第幾個(gè)參數(shù)，估計(jì)值下限，估計(jì)值上限），其中參數(shù)顯示的順序與回歸結(jié)果中的變量順序一致。均值或個(gè)別值的估計(jì)值或預(yù)測(cè)值：由y0=c(k+1)c(1)×x10c(2)×x20c(k)×xk0，其中，x10，x20，xk0為解釋變量x1，x2，xk的觀測(cè)值；c(k+1)為常數(shù)項(xiàng)；k為解釋變量的個(gè)數(shù)，不含常數(shù)項(xiàng)，故參數(shù)個(gè)數(shù)為k+1。均值與個(gè)值的估計(jì)值eviews5操作：（1）使用scalar x10=x1的觀測(cè)值，scalar x20=x2的觀測(cè)值scalar xk0=xk的觀測(cè)值，將k個(gè)解釋變量的觀測(cè)值存放到標(biāo)量中

16、（2）使用matrix forecast_value=c(1)+c(2)*x10+c(3)*x20+c(k)*xm0（注意：k=ncoef為參數(shù)個(gè)數(shù)，m=k-1），將預(yù)測(cè)值y0存放到矩陣forecast_value中。均值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間：多元回歸的置信區(qū)間較麻煩，需使用矩陣。均值的置信區(qū)間eviews5操作：（1）使用命令：group gx 1 x1 x2 （注意：只用空格間隔，開頭沒有等號(hào)，1為常數(shù)列向量，x1，x2為兩個(gè)解釋變量序列），將常數(shù)項(xiàng)和解釋變量的列向量合并為n行k列的組（不是矩陣，此處的k是參數(shù)個(gè)數(shù)）（2）：使用命令：stom(gx, x)將組gx轉(zhuǎn)化為矩陣x（3）使用命令：m

17、atrix(1, k) x0（此處的k=ncoef是參數(shù)個(gè)數(shù)）創(chuàng)建一個(gè)1行k列的矩陣x0，表示新的觀測(cè)值矩陣（4）使用命令：x0.fill 1, x10, x20,（注意有逗號(hào)，有常數(shù)項(xiàng)列向量1，xk0表示第k個(gè)解釋變量的觀測(cè)值）把樣本觀測(cè)值x0用行向量矩陣表示為（1 x10 x20 ）（5）使用matrix(1,2) mean_conf_intval，創(chuàng)建一個(gè)1行2列的0矩陣（6）使用colplace(mean_conf_intval, forecast_value-tinv*se*sqrt(x0*inverse(transpose(x)*x)*transpose(x0),1)（注意：for

18、ecast_value是矩陣，不是上面的預(yù)測(cè)值）。將均值預(yù)測(cè)值置信度95%的置信區(qū)間的下限寫入矩陣mean_conf_intval入的第1個(gè)單元格（7）使用colplace(mean_conf_intval, forecast_value+tinv*se*sqrt(x0*inverse(transpose(x)*x)*transpose(x0),2)（注意：forecast_value是矩陣，不是上面的預(yù)測(cè)值；最后一個(gè)逗號(hào)可能會(huì)出問題）。將均值預(yù)測(cè)值置信度95%的置信區(qū)間的上限寫入矩陣mean_conf_intval入的第2個(gè)單元格。個(gè)別值預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間：多元回歸的置信區(qū)間較麻煩，需使用矩陣

19、。個(gè)值的置信區(qū)間eviews5操作：（1）使用matrix(1,2) single_conf_intval，創(chuàng)建一個(gè)1行2列的0矩陣（2）使用matrix one=1創(chuàng)建一個(gè)1行1列的單位矩陣（3）使用colplace(single_conf_intval, forecast_value-tinv*se*sqrt(one+x0*inverse(transpose(x)*x)*transpose(x0),1)（注意：forecast_value是矩陣，不是上面的預(yù)測(cè)值；one不能改為1）。將均值預(yù)測(cè)值置信度95%的置信區(qū)間的下限寫入矩陣mean_conf_intval入的第1個(gè)單元格（4）使用c

20、olplace(single_conf_intval, forecast_value+tinv*se*sqrt(one+x0*inverse(transpose(x)*x)*transpose(x0),2)（注意：forecast_value是矩陣，不是上面的預(yù)測(cè)值）。將均值預(yù)測(cè)值置信度95%的置信區(qū)間的上限寫入矩陣mean_conf_intval入的第2個(gè)單元格。可化為線性的多元非線性回歸模型倒數(shù)模型：1/q=a+b/p+m，用y=1/q，x=1/p置換，得到y(tǒng)=a+bx+m多項(xiàng)式模型：s=a+br+cr2+m，用x1=r，x2=r2置換，得到y(tǒng)=a+bx1+cx2+m冪函數(shù)模型：q=aka

21、lem，取對(duì)數(shù)后，lnq=lna+a lnk+lnl+m，q=f(x1，x2，xk)的冪函數(shù)形式為q=ax11x22xkk，注意使用全體樣本取對(duì)數(shù)。無約束回歸模型：q=ax1p12 p03，取對(duì)數(shù)后lnq=0+1lnx+2lnp1+3lnp0+m，其中0=lna，然后進(jìn)行多元線性回歸。注意使用全體樣本取對(duì)數(shù)。有約束回歸模型：q=ax1p12 p03，s.t.1+2+3=0，取對(duì)數(shù)后同上，將3換做-1-2，得到lnq=0+1ln(x/ p0)+2ln(p1/ p0)+ m。施加的約束為真的受約束回歸模型與無約束回歸模型具有相同的解釋能力，但約束是否為真需要進(jìn)行檢驗(yàn)。線性約束檢驗(yàn)：即線性約束的零階

22、齊次性假設(shè)檢驗(yàn)，假設(shè)方程受線性約束。如對(duì)模型urr：y=0+1x1+2x2+kxk+m，施加1+2=1，k-1=k的約束變?yōu)閞r模型：y=0+1x1+(1-1)x2+k-1xk-1+kxk+m(樣本量未變)。檢驗(yàn)約束條件1+2=1，k-1=k是否為真的統(tǒng)計(jì)量為f=(rssr-rssu)/(ku-kr)/(rssu/(n-ku-1)f(ku-kr，n-ku-1)，其中，rssr為有約束條件(restrict)的殘差平方和，rssu為無約束回歸模型(unrestrict)的殘差平方和，kr為有約束回歸模型中的解釋變量的個(gè)數(shù)，ku為無約束回歸模型中的解釋變量的個(gè)數(shù)，不含常數(shù)項(xiàng)，ku-kr為約束條件的

23、個(gè)數(shù)，n為受約束模型的樣本量。如果rssr-rssu值較大，則f較大，說明約束條件無效。計(jì)算置信度為95%的f臨界值的公式是qfdist(0.95,1,10)。線性約束檢驗(yàn)稍復(fù)雜的eviews5操作：注意樣本量不變，實(shí)質(zhì)的解釋變量個(gè)數(shù)不變。(1)進(jìn)行無約束回歸，求scalar n=regobs，scalar rssu=ssr，scalar ku=ncoef-1；(2)按零階齊次性表達(dá)式進(jìn)行有約束回歸，求scalar rssr=ssr，scalar kr=ncoef-1；(3)計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量scalar linear_restrict_f_stat=(rssr-rssu)/(ku-kr)/(rss

24、u/(n-ku-1)；(4)使用scalar linear_restrict_p_val=1-cfdist(linear_restrict_f_stat, ku-kr, rssu/(n-ku-1)求p值；(5)如果linear_restrict_p_val>0.05，不能拒絕約束不成立的假設(shè)，即不能拒絕解釋變量不具有零階齊次特性，亦即不能拒絕線性約束成立。線性約束檢驗(yàn)eviews5菜單操作：進(jìn)行無約束回歸viewcoefficient testswald-coefficient restrictions輸入約束條件根據(jù)結(jié)果中的f統(tǒng)計(jì)量值對(duì)應(yīng)的p值判定，若p>0.05則不能拒絕約束成

25、立的假設(shè)。解釋變量取舍：屬于線性約束問題。假設(shè)變量沒有解釋能力。如在模型rr：y=0+1x1+2x2+kxk+m中添加變量后變成模型urr：y=0+1x1+1x2+kxk +k+1xk+1+k+pxk+p+m，rr即是在urr中施加了k+1=k+2=k+p=0的(線性)約束條件(解釋變量變化，但樣本量未變)。檢驗(yàn)約束條件k+1=k+2=k+p=0是否為真的統(tǒng)計(jì)量為f=(rssr-rssu)/(ku-kr)/(rssu/(n-k-ku+kr-1)f(ku-kr，n-k-ku+kr-1)，一般使用其等價(jià)式：f=(r2u-r2r)/(ku-kr)/(r2u/(n-k-ku+kr-1)f(ku-kr，

26、n-ku-1)，其中，r2u為無約束回歸模型的可決系數(shù)，r2r為有約束回歸模型的可決系數(shù)，ku為無約束回歸模型中的解釋變量的個(gè)數(shù)， kr為有約束回歸模型中的解釋變量的個(gè)數(shù)，n為受約束模型的樣本量。如果f計(jì)算值比臨界值大，說明約束條件無效，即添加的解釋變量有解釋能力，或者說p<0.05，增加解釋變量才是合適的。解釋變量取舍eviews5操作：注意樣本量不變，解釋變量個(gè)數(shù)有變化。(1)進(jìn)行解釋變量個(gè)數(shù)較少的有約束回歸，求scalar n=regobs，scalar rr_square=r2，scalar kr=ncoef-1；(2)進(jìn)行解釋變量個(gè)數(shù)較多的無約束回歸，求scalar ru_sq

27、uare=r2，scalar ku=ncoef-1；(3)根據(jù)統(tǒng)計(jì)量f=(r2u-r2r)/(ku-kr)/(1-r2u/(n-ku-1)，計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量scalar add_x_f_stat=(ru_square-rr_square)/(ku-kr)/(1-ru_square)/(n-ku-1)；(4)scalar add_x_p_val=1-cfdist(add_x_f_stat, ku-kr, n-ku-1)計(jì)算p值；(5)如果add_x_p_val<0.05，說明新增的解釋變量需要引入模型。線性約束中的(鄒氏)參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)(chow test for parameter sta

28、blity)：在使用不同樣本量的連續(xù)的序列(無重合的多期)中，如果結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)不穩(wěn)定，從而模型的預(yù)測(cè)能力會(huì)下降。假設(shè)參數(shù)穩(wěn)定。無約束模型urr：前期y=0+1x1+2x2+kxk+m1及后期y=a0+a1x1+a2x2+akxk+m2。如果序列結(jié)構(gòu)沒有發(fā)生變化，則=a(矩陣式)，故受約束模型rr：前期y=0+1x1+2x2+kxk+m1及后期y=0+1x1+2x2+kxk+m2。檢驗(yàn)=a是否為真的統(tǒng)計(jì)量為f=(rssr-rssu)/(k+1)/(rssu/(n1+n2-2(k+1)f(k+1，n1+n2-2(k+1)，常用其等價(jià)式：f=(rssr-(rss1+rss2)/(k+1)

29、/(rss1+rss2)/(n1+n2-2(k+1)f(k+1，n1+n2-2(k+1)。線性約束中的鄒氏參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)稍麻煩的eviews5操作：注意樣本量有變化，解釋變量個(gè)數(shù)不變。(1)使用前期小樣本進(jìn)行無約束回歸，求scalar n1=regobs，scalar rss1=ssr，scalar k=ncoef-1；(2)使用后期小樣本進(jìn)行無約束回歸，scalar n2=regobs，scalar rss2=ssr；(3)使用假設(shè)前后期參數(shù)一致的合并大樣本進(jìn)行有約束回歸，scalar rssr_all=ssr；(4)計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量scalar chow_para_stabl_f_stat=

30、(rssr_all-rss1-rss2)/(k+1)/(rss1+rss2)/(n1+n2-2*(k+1)；(5)scalar chow_para_stabl_p_val=1-cfdist(chow_para_stabl_f_stat,k+1, n1+n2-2*(k+1)，計(jì)算p值；(6)如果chow_para_stabl_p_val<0.05，說明參數(shù)不穩(wěn)定，或者說序列結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化。線性約束中的鄒氏參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)eviews5菜單操作：進(jìn)行大樣本回歸，得到回歸方程；單擊view-stability tests-chow breakpoint test，輸入斷點(diǎn)時(shí)間(即拐點(diǎn)時(shí)間，它

31、是后期的開始年份，可從時(shí)間-因變量線圖上觀察拐點(diǎn)。為了防止不準(zhǔn)確，可以使用較麻煩的方法)。結(jié)果中給出了鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)的f統(tǒng)計(jì)量和對(duì)應(yīng)的p值，可直接利用p值進(jìn)行檢驗(yàn)。鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)要求n2>k，即后期樣本量不小于參數(shù)個(gè)數(shù)。線性約束中的鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)(chow test for predictive failure)：其思想是用第一時(shí)間段的估計(jì)參數(shù)對(duì)第二時(shí)間段的樣本進(jìn)行預(yù)測(cè)，若預(yù)測(cè)誤差較大，說明參數(shù)發(fā)生了變化。假設(shè)參數(shù)穩(wěn)定。假設(shè)參數(shù)不同的無約束模型(向量形式)urr：前期y1=x1+m1及后期y2=x2a+m2=x2a+x2-x2+m2=x2+g+m2(記g=x2(a-)，如果序列結(jié)構(gòu)

32、沒有發(fā)生變化，即=a，則假設(shè)參數(shù)不變的受約束模型rr：前期y1=x1+m1及后期y2=x2+m2。檢驗(yàn)=a是否為真的統(tǒng)計(jì)量為f=(rssr-rssu)/n2)/(rssu/(n1-k-1)f(k+1，n1+n2-2(k+1)。線性約束中的鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)稍麻煩的eviews5操作：注意樣本量有變化，解釋變量個(gè)數(shù)不變。(1)使用前期小樣本進(jìn)行無約束回歸，求scalar n1=regobs，scalar rss1=ssr；(2)使用前后期參數(shù)一致的合并大樣本進(jìn)行有約束回歸，scalar rssr_all=ssr；(3)計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量scalar chow_predict_f_stat=(rssr_all

33、-rss1)/n2)/(rss1/(n1-k-1)(可手工錄入后期樣本量n2)；(4)scalar chow_predict_p_val=1-cfdist(chow_predict_f_stat,n2,n1-k-1)，計(jì)算p值；(5)如果chow_predict_p_val<0.05，說明參數(shù)不穩(wěn)定，或者說序列結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化。線性約束中的鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)eviews5菜單操作：進(jìn)行大樣本回歸，得到回歸方程；單擊view-stability tests-chow forecastt test，輸入斷點(diǎn)時(shí)間(即拐點(diǎn)時(shí)間，它是后期的開始年份，可從時(shí)間-因變量線圖上觀察拐點(diǎn)。為了防止不準(zhǔn)確，可以使

34、用較麻煩的方法)。結(jié)果中給出了鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)的f統(tǒng)計(jì)量、對(duì)應(yīng)的p值以及前期樣本的最小二乘回歸結(jié)果，可直接利用p值進(jìn)行檢驗(yàn)。鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)不要求n2。非線性約束：假設(shè)方程受到約束。如對(duì)模型urr：y=0+1x1+2x2+kxk+m，施加1*2=1的非線性約束變?yōu)閞r模型：y=0+1x1+(1/1)x2+k-1xk-1 +kxk+m(樣本量未變)。非線性約束必須使用非線性最小二乘法(nonlinear least squares)，包括最大似然比檢驗(yàn)(likelihood ratio test，lr)、沃爾德檢驗(yàn)(wald test，wd)、拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(largrange multiplier

35、test，lm)。這些方法也適用于線性約束。約束中的最大似然比檢驗(yàn)(lr)：似然函數(shù)為l(,s2)，似然比為l(r,s2r)/l(u,s2u)。在大樣本條件下，檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為lr=-2(lnl(r,s2r)-lnl(u,s2u)c2(h)，其中h為約束條件的個(gè)數(shù)，等于ku-kr。約束中的最大似然比檢驗(yàn)eviews5操作：(1)作有約束回歸，使用scalar log_like_r=logl，求有約束回歸的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值；使用scalar kr=ncoef-1求有約束解釋變量個(gè)數(shù)；(2)作無約束回歸，使用scalar log_like_u=logl，求無約束回歸的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值；使用scalar

36、ku=ncoef-1求無約束解釋變量個(gè)數(shù)；(3)使用scalar like_ratio_chisq_stat=2*(log_like_u-log_like_r)，求最大似然比對(duì)應(yīng)的卡方值；(4)使用scalar like_ratio_chisq_p_val=1-cchisq(like_ratio_chisq_stat,ku-kr)計(jì)算p值；(5)如果like_ratio_chisq_p_val>0.05，則不能拒絕約束成立。放寬基本假定的模型計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型基本假定違背：隨機(jī)干擾項(xiàng)序列存在異方差性、隨機(jī)干擾項(xiàng)序列存在序列相關(guān)性、解釋變量之間存在多重共線性、解釋變量是隨機(jī)變量且與隨機(jī)干擾項(xiàng)相

37、關(guān)、模型設(shè)定有偏誤、解釋變量的方差隨樣本容量的增加而增加。使用ols方法進(jìn)行回歸時(shí)，不能有對(duì)基本假定的違背，即不能出現(xiàn)上述情況之一。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：對(duì)回歸模型是否滿足ols的基本假定進(jìn)行檢驗(yàn)。異方差性異方差性(heteroskedasticity)：總體中每個(gè)樣本單位的隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差不相同。異方差意味著未進(jìn)入模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)的誤差會(huì)隨著解釋變量的變化而變化；異方差存在時(shí)；因變量取值的差異會(huì)隨解釋變量的不同而比較大，導(dǎo)致樣本整體看來缺乏規(guī)律性。截面數(shù)據(jù)常存在異方差性。一般使用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行修正。圖示異方差檢驗(yàn)：觀察是否存在明顯的散點(diǎn)擴(kuò)大或縮小或復(fù)雜趨勢(shì)即不在一個(gè)帶狀區(qū)域的y-x散點(diǎn)圖，或觀

38、察是否是一條水平直線的殘差平方-x的散點(diǎn)圖進(jìn)行檢驗(yàn)。park(帕克)檢驗(yàn)和gleiser(戈里瑟)檢驗(yàn)：假設(shè)回歸模型不存在異方差性?；舅枷胧牵詺埐罱^對(duì)值或殘差平方為被解釋變量，某一解釋變量xj為解釋變量，進(jìn)行回歸，對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，若檢驗(yàn)顯著，則存在異方差性。park檢驗(yàn)：假設(shè)回歸模型不存在異方差性。(1)使用ols方法建立回歸方程，用series resid_ols=resid保存殘差序列；(2)使用ls log(resid_ols2) c log(x)求回歸方程，若回歸方程的檢驗(yàn)與參數(shù)檢驗(yàn)均顯著，則存在異方差性。gleiser檢驗(yàn)：假設(shè)回歸模型不存在異方差性。選擇x不同的函數(shù)形

39、式，以| resid |為被解釋變量，使用ols方法依次建立回歸方程，用ls abs(resid_ols) c x，ls abs(resid_ols) c sqrt(x)，ls abs(resid_ols) c 1/x，若某個(gè)回歸方程的檢驗(yàn)與參數(shù)檢驗(yàn)均顯著，則存在異方差性；有的方程檢驗(yàn)也許不能拒絕同方差性。gq(goldfeld-quandt=戈德菲爾德-匡特)檢驗(yàn)：假設(shè)回歸模型不存在異方差性。(1)使用ols方法建立回歸方程，用scalar n=regobs保存總樣本量，scalar k=ncoef-1保存解釋變量個(gè)數(shù)，使用series resid_ols=resid保存殘差序列。找出最大的

40、系數(shù)對(duì)應(yīng)的解釋變量，它是差異的主要來源，可能是引起異方差的主要因素；(2)使用sort(d) 主要解釋變量，對(duì)所有序列降序排序(默認(rèn)升序)；(3)打開回歸方程，使用scalar n_sub=ceiling(3*n/8)計(jì)算子樣本容量(n是樣本總量，ceiling為上取整函數(shù))；(4)對(duì)排序后數(shù)據(jù)較大的子樣本進(jìn)行回歸(quick-estimate equation，在sample文本框中輸入1 n_sub的值)，并求殘差平方和scalar rss1=ssr；(5)使用sort 主要解釋變量，對(duì)所有序列升序排序，對(duì)排序后數(shù)據(jù)較小的子樣本進(jìn)行回歸(quick-estimate equation，在s

41、ample文本框中輸入1 n_sub的值)，并求殘差平方和scalar rss2=ssr；(6)利用兩個(gè)子樣的殘差平方和之比構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量f=rss1/rss2f(n_sub-k-1，n_sub-k-1)(k是解釋變量個(gè)數(shù))并進(jìn)行異方差檢驗(yàn)：使用scalar g_q_f_stat=rss1/rss2計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量，使用scalar g_q_p_val=1-cfdist(g_q_f_stat,n_sub-k-1,n_sub-k-1)計(jì)算f統(tǒng)計(jì)量的p值；(7)如果g_q_p_val<0.05，則說明總體隨機(jī)干擾項(xiàng)存在異方差。white檢驗(yàn)：假設(shè)回歸模型不存在異方差性。無需排序，使用樣本總量進(jìn)行含交

42、叉項(xiàng)輔助回歸(即以殘差平方和為被解釋變量，各原解釋變量的一次冪項(xiàng)、二次冪項(xiàng)、兩變量的交叉乘積項(xiàng)為解釋變量)，根據(jù)輔助回歸的結(jié)果，nr2c2(k)，其中n為樣本容量，r2為輔助回歸的可決系數(shù)，k為解釋變量的個(gè)數(shù)，不含常數(shù)項(xiàng)。(1)含交叉項(xiàng)的white檢驗(yàn)：其思想是先作含交叉項(xiàng)的輔助回歸，即使用(各項(xiàng))殘差平方resid_square(因變量)、xi、xi2及交叉項(xiàng)xi*xj(或resid_square、lnxi、(lnxi)2、lnxi*lnxj)進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果使用懷特檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量為輔助回歸的結(jié)果中的obs*r-squaredc2(k)，根據(jù)其對(duì)應(yīng)的p值判斷隨機(jī)干擾項(xiàng)是否存在異方差。evi

43、ews5菜單操作：選取原變量為y、xi(或lny、lnxi)作ols回歸viewresidualtestswhite heteroskedasticity(cross terms)lm=obs*r-squared即為懷特統(tǒng)計(jì)量c2(k)，其后即為對(duì)應(yīng)的p值，若p<0.05，說明總體隨機(jī)干擾項(xiàng)存在異方差；含交叉項(xiàng)懷特檢驗(yàn)結(jié)果中還給出了輔助回歸結(jié)果；(2)不含交叉項(xiàng)的white檢驗(yàn)：其思想是先作去掉交叉項(xiàng)的輔助回歸(樣本量為總樣本量)，即使用(各項(xiàng))殘差平方resid_square(因變量)、xi、xi2(或resid_square、lnxi、(lnxi)2)進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果使用懷特檢驗(yàn)

44、，統(tǒng)計(jì)量為obs*r-squaredc2(k)，根據(jù)其對(duì)應(yīng)的p值，可判斷總體隨機(jī)干擾項(xiàng)是否存在異方差。eviews5菜單操作：選取原變量為y、xi(或lny、lnxi)作ols回歸viewresidual testswhite heteroskedasticity(no cross terms)lm=obs*r-squared即為懷特統(tǒng)計(jì)量c2(k)，其后即為對(duì)應(yīng)的p值，若p<0.05，說明總體隨機(jī)干擾項(xiàng)存在異方差；含交叉項(xiàng)懷特檢驗(yàn)結(jié)果中還給出了輔助回歸結(jié)果。通常直接使用不含交叉項(xiàng)的white檢驗(yàn)。加權(quán)最小二乘法(weighted least squares，wls)：使用權(quán)數(shù)對(duì)原回歸模

45、型進(jìn)行調(diào)整，通常選取1/abs(resid)、1/resid2、1/sqrt(resid)為權(quán)數(shù)。eviews5菜單操作：使用總樣本量進(jìn)行ols回歸，使用series resid_ols=resid保存殘差序列，并使用series resid_square=resid_ols2求殘差序列的平方；可以1/|resid|為權(quán)數(shù)，使用series weight=1/abs(resid_ols)保存權(quán)數(shù)序列quickestimate equationoptions輸入序列weight。異方差修正：(1)輸入原始數(shù)據(jù)為序列；(2)寫出經(jīng)濟(jì)學(xué)模型；(3)使用ols方法對(duì)所有數(shù)據(jù)或數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)形式進(jìn)行回歸，用

46、scalar n=regobs求總樣本量，scalar k=ncoef-1求解釋變量個(gè)數(shù)，由于下面的部分樣本回歸會(huì)影響resid序列，使用series resid_ols=resid保存殘差序列；(4)找出最大的系數(shù)對(duì)應(yīng)的解釋變量，它是差異的主要來源，可能是引起異方差的主要因素，畫出最大系數(shù)對(duì)應(yīng)的解釋變量與殘差平方的散點(diǎn)圖，大致觀察異方差的特征；(5)進(jìn)行g(shù)-q檢驗(yàn)；(6)進(jìn)行white檢驗(yàn)；(7)進(jìn)行加權(quán)最小二乘法回歸；(8)可再進(jìn)行white異方差檢驗(yàn)，若對(duì)應(yīng)的p>0.05，則說明已不存在異方差性。在實(shí)際使用中，通常不進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，而是直接選擇加權(quán)最小二乘法。若確實(shí)存在異方差性，則

47、會(huì)被消除；若不存在，則等價(jià)于最小二乘法。序列相關(guān)性序列相關(guān)性(serial correlation)：隨機(jī)干擾項(xiàng)不相互獨(dú)立，總體中每個(gè)樣本單位的隨機(jī)干擾項(xiàng)相關(guān)。如果一樣本單位只與上一個(gè)樣本單位相關(guān)，稱為一階序列相關(guān)或自相關(guān)，其形式為mi=rmi-1+ei。很多情況下，時(shí)間序列數(shù)據(jù)中解釋變量以外的因素在時(shí)間上存在連續(xù)性，帶來對(duì)被解釋變量的影響的連續(xù)性，從而導(dǎo)致序列相關(guān)性。未進(jìn)入回歸模型的隨機(jī)干擾因素受到歷史的影響使不考慮歷史影響的回歸誤差加大。時(shí)間序列數(shù)據(jù)常存在序列相關(guān)性。常使用廣義最小二乘法、廣義差分法修正。圖示序列相關(guān)性檢驗(yàn)：觀察殘差與時(shí)間的散點(diǎn)圖，或觀察本期殘差和上期殘差的散點(diǎn)圖?；貧w檢驗(yàn)

48、法：假設(shè)回歸模型不存在序列相關(guān)性。使用et=ret-1+et、et=r1et-1+r2et-2+et一個(gè)一個(gè)的建立方程，并分別進(jìn)行檢驗(yàn)。如果某個(gè)函數(shù)形式存在，則原模型存在序列相關(guān)性。dw=杜賓-瓦森(durbin-watson)檢驗(yàn)：假設(shè)不存在一階自回歸。只能檢驗(yàn)一階自相關(guān)，不能使用滯后被解釋變量。根據(jù)樣本量n、參數(shù)個(gè)數(shù)k查dw上下界表，若dwÎ(0，dl)，則存在正相關(guān)；若dwÎ(4-du，4-dl)，則存在負(fù)相關(guān)；若dwÎ(du，4-du)，則無自相關(guān)；若dwÎ( dl，du)，則不能確定。若dw不能判定，可借助lm判定。一般，dw在2附近時(shí)不存在序

49、列相關(guān)性，偏離2越遠(yuǎn)，序列相關(guān)性越嚴(yán)重。拉格朗日乘數(shù)(lagrange multiplier，lm)檢驗(yàn)：也稱breusch-godfrey檢驗(yàn)或gb檢驗(yàn)。假設(shè)回歸模型不存在序列相關(guān)性。用于檢驗(yàn)高階序列相關(guān)，以及存在滯后被解釋變量的情形。作ols回歸viewresidual testsserial correlation lm test輸入滯后期：lagsobs*r-squared即為拉格朗日乘數(shù)，輸出結(jié)果中obs為樣本容量，r-squared為輔助回歸的可決系數(shù)，p為滯后期數(shù)。根據(jù)對(duì)應(yīng)的p值，若p<0.05，則說明存在直到p階的序列相關(guān)性。在實(shí)際檢驗(yàn)中，從1階、2階逐步向更高階檢驗(yàn)，并

50、使用輔助回歸的參數(shù)顯著性檢驗(yàn)判斷序列相關(guān)的階數(shù)。廣義差分法(generalized difference method)：屬于廣義最小二乘法(generalized least squares，gls)。若原模型存在p階序列相關(guān)，則有mt=r1mt-1+r2mt-2+rpmt-p+et，原模型可變換為廣義差分模型：yt-r1yt-1-rpyt-p=b0(1-r1-rp)+b1(x1t-r1x1t-1-rpx1t-p)+bk(xkt-r1xkt-1-rpxkt-p)+et。廣義差分法會(huì)損失部分樣本觀測(cè)值。常用的廣義差分法有科克倫-奧科特(cochrane-orcutt)迭代法和杜賓兩步法?？瓶藗?/p>

51、-奧科特(cochrane-orcutt)迭代法：也稱廣義最小二乘法。杜賓兩步法：假設(shè)不存在p階自相關(guān)。對(duì)p階差分模型稍作變化為yt=r1yt-1-rpyt-p+b0(1-r1-rp)+b1(x1t-r1x1t-1-rpx1t-p)+bk(xkt-r1xkt-1-rpxkt-p)+et，然后對(duì)差分模型進(jìn)行ols估計(jì)。2階自相關(guān)廣義最小二乘(科克倫-奧科特=cochrane-orcutt迭代)法eviews5操作：(1)構(gòu)造2階廣義差分估計(jì)方程為ls y c x ar(1) ar(2)(ar(m)為隨機(jī)干擾項(xiàng)的p階自回歸，ar(m)前的系數(shù)即為序列相關(guān)系數(shù))，將方程保存為cochrane；(2)

52、對(duì)回歸方程cochrane進(jìn)行dw檢驗(yàn)：根據(jù)方程的調(diào)整樣本量n、參數(shù)個(gè)數(shù)k(不包括ar項(xiàng))查dw上下界表，若dwÎ(0，dl)，則存在正相關(guān)；若dwÎ(4-du，4-dl)，則存在負(fù)相關(guān)；若dwÎ(du，4-du)，則無自相關(guān)；若dwÎ( dl，du)，則不能確定；(3)若dw不能判定，可借助lm判定：viewresidual testsserial correlation lm test輸入滯后期：lagsobs*r-squared，若對(duì)應(yīng)的p>0.05，則不存在自相關(guān)性；(4)寫出y=cochrane.c(1)+cochrane.c(2)*x+

53、cochrane.c(3)*ar(1)即為最終要估計(jì)的原回歸模型。2階自相關(guān)杜賓兩步法eviews5操作：(1)使用ls y c y(-1) y(-2) x x(-1) x(-2)(或?qū)?shù)形式)進(jìn)行ols估計(jì)，并將方程保存為durbin1，y(-t)前的系數(shù)即為相關(guān)系數(shù)r；(2)使用series y0=y-durbin1.coef(2)*y(-1)-durbin1.coef(3)*y(-2)(c為第一個(gè)參數(shù))對(duì)被解釋變量作差分變換；使用series x0=x-durbin1.coef(2)*x(-1)-durbin1.coef(3)*x(-2)對(duì)解釋變量作差分變換；(3)使用差分變換結(jié)果重新進(jìn)

54、行ols估計(jì)：ls y0 c x0，并將方程保存為durbin2，對(duì)方程durbin2進(jìn)行dw檢驗(yàn)：根據(jù)方程durbin2的調(diào)整樣本量n、參數(shù)個(gè)數(shù)k查dw上下界表，若dwÎ(0，dl)，則存在正相關(guān)；若dwÎ(4-du，4-dl)，則存在負(fù)相關(guān)；若dwÎ(du，4-du)，則無自相關(guān)；若dwÎ( dl，du)，則不能確定；(4)若dw不能判定，可借助lm判定：viewresidual testsserial correlation lm test輸入滯后期：lagsobs*r-squared，若對(duì)應(yīng)的p>0.05，則不存在自相關(guān)性；(5)使用sca

55、lar b0= durbin2.coef(1)/(1-durbin1.coef(2)-durbin1.coef(3)求系數(shù)b0(截距項(xiàng))，其他系數(shù)bi可用scalar bi=durbin2. coef(i+1)(i1)求得；(6)寫出y=b0+durbin2.c(2)*x即為最終要估計(jì)的原回歸模型。差分法(x=xt-xt-1)估計(jì)模型：quickestimate equationd(y) c d(x)。差分法可以用于消除序列相關(guān)性。差分法有無常數(shù)項(xiàng)根據(jù)模型來確定。多重共線性多重共線性(multicollinearity)：解釋變量之間存在相關(guān)性。主要原因如變量間存在近似的比例關(guān)系、變量與滯后變

56、量相關(guān)、樣本量限制等。簡(jiǎn)單線性的時(shí)間序列模型常存在多重共線性，截面數(shù)據(jù)也存在，但問題較輕。多重共線的檢驗(yàn)主要包括檢驗(yàn)多重共線性是否存在、估計(jì)多重共線的范圍。多重共線性的存在性檢驗(yàn)：主要使用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法，即通過相關(guān)系數(shù)矩陣判斷：quickgroup statisticscorrelations。一般若有參數(shù)未能通過t檢驗(yàn)，而方程通過了f檢驗(yàn)，可考慮多重共線性。估計(jì)多重共線的范圍：即確定引起多重共線的變量，只要使用逐步回歸法?？朔嘀毓簿€的方法：逐步回歸法、差分法(使用增量代替原變量)、使用額外信息、增大樣本量。逐步回歸法：(1)使用ols方法進(jìn)行回歸；(2)找出未能通過檢驗(yàn)的解釋變量；(3)檢

57、驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)；(4)分別作被解釋變量與單個(gè)解釋變量的簡(jiǎn)單回歸，找出可絕系數(shù)最大的模型，以之作為初始的回歸模型；(5)將其他變量逐個(gè)累加到初始模型中，通過檢驗(yàn)的新變量保留，不能通過的剔除，最終得到克服了多重共線性的回歸模型。差分法(x=xt-xt-1)估計(jì)模型：quickestimate equationd(y) c d(x)。差分法可以用于消除多重共線性。差分法有無常數(shù)項(xiàng)根據(jù)模型來確定。隨機(jī)解釋變量問題隨機(jī)解釋變量問題：模型中存在一個(gè)或多個(gè)隨機(jī)變量作為解釋變量，主要表現(xiàn)在被解釋變量作為解釋變量的情形。包括三種情形：隨機(jī)解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)相互獨(dú)立、隨機(jī)解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)同期無關(guān)但異期相關(guān)、

58、隨機(jī)解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)同期相關(guān)。如果是隨機(jī)解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)相互獨(dú)立，可直接使用ols方法估計(jì)；如果是同期無關(guān)但異期相關(guān)或同期相關(guān)，常使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)。工具變量(generalized difference method)法：選取與隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)、與隨機(jī)干擾項(xiàng)不相關(guān)、與其他解釋變量不相關(guān)的變量為工具變量。使用工具變量法不會(huì)改變?cè)Ｐ?。如果模型中使用多個(gè)相互獨(dú)立的工具變量，即形成廣義矩估計(jì)法(generalized moment method，gmm)。如果隨機(jī)解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)相關(guān)主要來源于同期測(cè)量誤差，可以使用滯后一期隨機(jī)解釋變量作為工具變量。工具變量法eviews5操作：quickestimate equation輸入：被解釋變量 c 解釋變量在下方estimate settings欄的methods項(xiàng)中選擇tsls(two-stage ls，二階段最小二乘法)在i