計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課件ppt2教學(xué)提綱

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課件PPT2一、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)樣本的擬合程度稱(chēng)為擬合優(yōu)度。LS的優(yōu)良性指的是不同方法對(duì)同一問(wèn)題的判斷。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)指的是對(duì)不同問(wèn)題之間的比較。方法：構(gòu)造一個(gè)表征擬合程度的指標(biāo)，根據(jù)一定準(zhǔn)則進(jìn)行判斷。例如左邊兩個(gè)問(wèn)題，它們都滿(mǎn)足LS，但擬合程度明顯不同。21總平方和=解釋平方和+殘差平方和3為什么ESS是

由解釋變量引起的變動(dòng)？4為什么ESS是由解釋變量引起的變動(dòng)？ESS是一個(gè)變動(dòng)ESS是由解釋變量的變動(dòng)決定的ESS是被解釋變量變動(dòng)的一部分5平方和分解圖示正交分解(yi,xi)6名詞對(duì)照TotalSquareSumExplainSquareSumResidualSquareSum——————————TotalSquareSumErrorSquareSumRegressionSquareSum總平方和解釋平方和殘差平方和———————總平方和誤差平方和（殘差平方和）回歸平方和（解釋平方和）72、擬合優(yōu)度R2和調(diào)整了的R2r2—擬合優(yōu)度（判定系數(shù)、決定系數(shù)）R2—調(diào)整了的擬合優(yōu)度8可決系數(shù)（擬合優(yōu)度）R2解釋變量引起的變動(dòng)占總變動(dòng)的百分比取值在0~1之間，越大擬合越好9調(diào)整了的R2用殘差平方和與總平方和各自的自由度進(jìn)行調(diào)整。以防止企圖通過(guò)增加解釋變量個(gè)數(shù)來(lái)提高擬合優(yōu)度的錯(cuò)誤傾向。10引入調(diào)整可決系數(shù)的作用

返回11二、方程顯著性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）依據(jù)假設(shè)檢驗(yàn)的原理和步驟，把模型作為一個(gè)整體進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭斜唤忉屪兞颗c解釋變量之間的線(xiàn)性關(guān)系是否顯著的成立。12F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的構(gòu)造13F檢驗(yàn)的邏輯意義14擬合優(yōu)度與方程顯著性檢驗(yàn)的關(guān)系擬合優(yōu)度檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)樣本的擬合程度。F顯著性性檢驗(yàn)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂傮w線(xiàn)性關(guān)系的顯著性。兩者有如上的關(guān)系。擬合優(yōu)度是感性的，不宜苛求，應(yīng)以F檢驗(yàn)為準(zhǔn)。但F檢驗(yàn)它只是把模型作為一個(gè)整體進(jìn)行了檢驗(yàn)，還應(yīng)對(duì)模型中的各個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，決定它們是否應(yīng)當(dāng)保留在模型之中。15F檢驗(yàn)的步驟假定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u服從正態(tài)分布。檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)是聯(lián)合檢驗(yàn)，（1）提出假設(shè)H0:b1=b2=b3=……=bk=0（2）適合的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（3）根據(jù)冒險(xiǎn)率，確定臨界值F（4）將計(jì)算出的F與臨界值F比較（5）下結(jié)論：若F>臨界值F，則拒絕H0；若F<=臨界值F，則不拒絕H0（6）結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與經(jīng)驗(yàn)，下經(jīng)濟(jì)學(xué)的結(jié)論或進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)分析161-FFf(F)F檢驗(yàn)的拒絕域返回17三、變量顯著性檢驗(yàn)?zāi)康模禾蕹Ｐ椭谢貧w系數(shù)與0差異不顯著的解釋變量，使模型更簡(jiǎn)潔實(shí)用。步驟：對(duì)模型進(jìn)行整體檢驗(yàn)之后，一次只能提出一個(gè)最不顯著的注意：變量取舍的關(guān)鍵在于變量的經(jīng)濟(jì)意義和在運(yùn)用中的作用。1、構(gòu)造t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2、進(jìn)行t檢驗(yàn)的步驟3、運(yùn)用實(shí)例181、構(gòu)造t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量192、t檢驗(yàn)的步驟1、提出假設(shè)H0和HA2、收集數(shù)據(jù)估計(jì)出系數(shù)b^3、計(jì)算出2的估計(jì)量s24、計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量t（代入假設(shè)H0）5、根據(jù)顯著水平，查出臨界值t6、作出統(tǒng)計(jì)推斷：如果t>t，拒絕H0；否則不拒絕H0。t的絕對(duì)值越大，自變量對(duì)因變量的作用越顯著。20不拒絕H0區(qū)域tf(t)拒絕域拒絕域t檢驗(yàn)的拒絕域21回歸模型假設(shè)檢驗(yàn)的步驟（1）查看擬合優(yōu)度，進(jìn)行F檢驗(yàn)，從整體上判斷回歸方程是否成立，如果F檢驗(yàn)通不過(guò)，無(wú)須進(jìn)行下一步；否則進(jìn)行下一步（2）查看各個(gè)變量的t值及其相應(yīng)的概率，進(jìn)行t檢驗(yàn)，如果相應(yīng)的概率小于給定的顯著水平，該自變量的系數(shù)顯著地不為0，該自變量對(duì)因變量作用顯著；否則系數(shù)與0無(wú)顯著差異（本質(zhì)上=0），該自變量對(duì)因變量無(wú)顯著的作用，應(yīng)從方程中刪去，重新估計(jì)方程。（3）但是，一次只能將最不顯著（相應(yīng)概率最大）的刪除。每次刪除一個(gè)，直至全部顯著。返回22四、運(yùn)用實(shí)例數(shù)據(jù)：（見(jiàn)下頁(yè)）資料來(lái)源：易丹輝《統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)》被解釋變量：y蔬菜銷(xiāo)售量解釋變量：x1、x2、x3、x4、x5、x6包括人口、價(jià)格、糧食、副食等因素要求：建立簡(jiǎn)潔的（最優(yōu)的）蔬菜供應(yīng)模型23資料24應(yīng)剔除最不顯著的x525設(shè)置新的估計(jì)模型26應(yīng)剔除不顯著的X627應(yīng)剔除不顯著的X328得到最簡(jiǎn)潔的蔬菜供應(yīng)模型29最簡(jiǎn)潔的蔬菜供應(yīng)模型EstimationCommand:LSYX1X2X4CEstimationEquation:Y=C(1)*X1+C(2)*X2+C(3)*X4+C(4)SubstitutedCoefficients:Y=0.015753046*X1-0.46540629*X2+0.16284733*X4+1.8427109最后保留的解釋變量：人口、價(jià)格和收入返回30五、參數(shù)估計(jì)的置信區(qū)間用樣本提供的信息，根據(jù)估計(jì)量(統(tǒng)計(jì)量)公式，可以給出未知參數(shù)的估計(jì)值或被解釋變量的預(yù)測(cè)值的估計(jì)值，這種估計(jì)稱(chēng)為點(diǎn)估計(jì)。顯然點(diǎn)估計(jì)沒(méi)有給出做出進(jìn)行這類(lèi)判斷的可靠程度和誤差范圍。區(qū)間估計(jì)則是以一定的可靠程度（精確度），給出估計(jì)值存在的誤差范圍（區(qū)間）。因?yàn)楣烙?jì)量是一個(gè)隨機(jī)變量，所以區(qū)間估計(jì)的實(shí)質(zhì)，是為被估計(jì)的參數(shù)或預(yù)測(cè)值構(gòu)造一個(gè)以點(diǎn)估計(jì)為中心的區(qū)間（置信區(qū)間），該區(qū)間以一定的概率（置信度=1-）包含該參數(shù)或預(yù)測(cè)值。31參數(shù)估計(jì)的置信區(qū)間32可靠性和估計(jì)精度是相互制約1、提高可靠性（減少風(fēng)險(xiǎn)），區(qū)間增大，反之，則反。因?yàn)樾畔⒘恐挥羞@么多。2、增加樣本容量t臨界值減小和系數(shù)標(biāo)注誤減?。ㄋ姆肿硬辉鏊?，分母增大）誤差半徑減小3、提高擬合優(yōu)度（減少RSS）4、提高樣本觀察值的分散度。5、置信區(qū)域是一個(gè)以^為中心的超橢球大量觀察深入觀察全面觀察33預(yù)測(cè)時(shí)間軸的分段34參數(shù)的區(qū)間估計(jì)35b^f(b^)置信區(qū)間上限下限假設(shè)檢驗(yàn)與區(qū)間估計(jì)是一個(gè)問(wèn)題的兩個(gè)方面36b^

f(b^)置信區(qū)間上限下限

返回

37預(yù)測(cè)假定38均值預(yù)測(cè)（E(YF)）39個(gè)值預(yù)測(cè)（YF）置信區(qū)域是一個(gè)以^YF為中心的超橢球。40預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)41影響預(yù)測(cè)值精度的因