计量经济学期末复习.doc

1 5 计量经济学期末复习计量经济学期末复习 答 计量经济学期末复习 2 比较多重共线性 异方差性 内生性与序列自相关性对模型回归结果造成影响比较多重共线性 异方差性 内生性与序列自相关性对模型回归结果造成影响 多重共线性 近似多重共线性并不违反回归假定 无偏的 有效的 一致的参数估计量仍可以 得出 其标准误差也将被正确估计 1 估计结果不好解释 2 参数估计值的方差增大 3参数估 计的置信区间增大4假设检验容易做出错误的判断 异方差性 1 最小二乘估计量仍是线性无偏的与一致的 但不再具有最小方差性 2 随机项ui 的方差的估计量有偏 3 参数方差的估计量有偏 var Bj 是有偏的 不一致 标准误差se有偏 4预测精度降低 内生性 1 影响无偏性 2 影响一致性 3 其它影响 随机误差项的方差估计量 是有偏的 假设检验 区间估计容易导出错误的结论 序列自相关 斜率系数Bj依然是线性的和无偏的 E 2 最小二乘估计量的方差估计 是有偏的 3 因变量的预测精度 3 内生性检验内生性检验 Hausman检验基本思想检验基本思想 存在内生性变量的模型 1 Yi 0 1Xi 2Zi1 i 使用工具变量估计的模型 2 iiii ZZY 12210 若不存在内生性 模型 1 2 估计结果无差 异 若存在内生性 两模型估计结果存在显著差异 4 简述加权最小二乘法 简述加权最小二乘法 WLS 的思想及其简单公式证明 的思想及其简单公式证明 加权最小二乘法是对原模型加权 使之变成一个新的不存在异方差性的模型 然后采用OLS估 计其参数 基本思想 在采用OLS方法时 对较小的残差平方ei2赋予较大的权数 对较大的残差平方ei2赋 予较小的权数 6 异方差性的检验的思路异方差性的检验的思路 检验思路 检验思路 由于异方差性异方差性是相对于不同的解释变量Xi观测值 随 机误差项具有不同的方差 i2 检验异方差性 也就是检验随机误差项的方差 i2与解释变量Xi是否存在某种关系 7 回归模型中引入虚拟变量的一般原则是什么 回归模型中引入虚拟变量的一般原则是什么 1 如果模型中包含截距项 则一个质变量有m种特征 只需引入 m 1 个虚拟变量 2 如果模型中不包含截距项 则一个质变量有m种特征 需引入m个虚拟变量 8 简述建立计量经济模型的主要步骤 简述建立计量经济模型的主要步骤 1 理论模型的设计 2 样本数据的收集 3 模型参数的估计 4 模型的检验 9 古典线性回归模型的基本假定是什么 古典线性回归模型的基本假定是什么 零均值假定 即在给定Xt的条件下 随机误差项的数学期望 均值 为0 即E Ut 0 同方差假定 误差项Ut的方差与t无关 为一个常数 无自相关假定 即不同 的误差项相互独立 解释变量与随机误差项不相关假定 正态性假定 即假定误差项Ut 服从均值为0 方差为 2 2的正态分布 10 工具工具变变量量选择选择必必须满须满足的条件是什么足的条件是什么 1 与所替代的解与所替代的解释变释变量量X高度相关高度相关COV X2 Z 0 2 与随机与随机误误差差项项 不相关不相关COV Z 0 3 与模型中其它解与模型中其它解释变释变量不相关量不相关 以避免出以避免出现现多重共多重共线线性性 2 110 2 kkiiii XXYWeW 2 5 11 简简要要说说明明DW检验应检验应用的限制条件和局限性用的限制条件和局限性 解决解决办办法 法 1 存在两个不确定域 如果统计量落入不确定域中时 无法判断是否存在自相关 2 只能判断一阶自相关 3 模型中不能含有滞后应变量作为解释变量 13 简简述两述两阶阶段最小二乘法 段最小二乘法 TALE 的基本思想 的基本思想 第一阶段 将要估计的方程中作为解释变量的每一个内生变量对联立方程系统中全部前 定变量回归 即估计简化式方程 用普通最小二乘法 然后计算这些内生变量的估计值 第二阶段 用第一阶段得出的内生变量的估计值代替方程右端的内生变量 即用它们作 为这些内生变量的工具变量 对原方程应用OLS法 以得到结构参数的估计值 14 随机随机时间时间序列数据的平序列数据的平稳稳性条件是什么性条件是什么 1 均值E Yt 是与时间t无关的常数 2 方差Var Yt 2是与时间t无关的常数 3 协方差Cov Yt Yt k YK是只与时期间隔k有关 与时间t无关的常数 15完全共完全共线线性与近似共性与近似共线线性的区性的区别别 多重共线性是指解释变量之间存在完全或近似的线性关系 完全多重共线性是指两个或两个以上解释变量之间存在精确的线性关系 不完全多重共线 性是指变量之间存在的不是精确的线性关系 而是近似的线性关系 完全共线性违背了经典假设 近似共线性没有违背经典假设 完全共线性下参数估计量不存在 近似共线性ols估计量方差增大 16 简简述述White异方差异方差检验检验的思路的思路 1 假设回归模型 2 对模型做普通最小二乘回归 得到残差 e2i 做辅助回归 得到辅助回归方程的R2 3 计算统计量nR2 n为样本容量 在原假设H0成立时 检验统计量nR2服从自由度k 1的 2分布 k表示解释变量个数 4 给定显著性水平 查表得临界值 2 k 1 如果拒绝原假设 有证据表明存在异方差 17 序列相关性序列相关性检验检验的思路的思路 写出用杜宾 沃森DW方法检验序列相关的检验过程 1 计算DW统计量 2 确定临界值 dL dU 3 提出假设 H0 0 H1 0 若0 DW dL 则存在负自相关 若dU DW 4 dU 则无自相关 若dL DW dU or 4 dU DW 4 dL 不能确定 18 内生解内生解释变释变量的后果量的后果 1 如果不存在内生性问题 即X与 相互独立 OLS参数估计量是无偏 一致估计量 2 如果存在内生性如果存在内生性问题问题 采用采用OLS法估法估计计模型参数的后果模型参数的后果 a 如果如果X与与 同期相关同期相关 得到的参数估得到的参数估计计量有偏 且非一量有偏 且非一 致 致 b 如果如果X与与 同期不相关 异期相关同期不相关 异期相关 参数估参数估计计量有偏 但却是一致的 量有偏 但却是一致的 19 为为什么将什么将DF检验扩检验扩展展为为ADF检验检验 DF检验假定时间序列是由具有白噪声随机误差项的一阶自回归过程AR 1 生成的 但在 实际检验中 时间序列可能由更高阶的自回归过程生成 或者随机误差项并非是白噪声 用 OLS法进行估计均会表现出随机误差项出现自相关 导致DF检验无效 如果时间序列含 有明显的随时间变化的某种趋势 如上升或下降 也容易导致DF检验中的自相关随机误 差项问题 高阶滞后项 时间趋势成分会进入DF检验模型的随机干扰项 导致随机扰动 iiii XXY 22110 3 5 项自相关问题 Dicky和和Fuller将将 Yt若干若干阶阶差分的滞后差分的滞后项项作作为为DF检验检验方程中的解方程中的解释变释变量量 以消除自相关性以消除自相关性 形成形成ADF检验检验 20 ADF检验检验模型差分滞后模型差分滞后项阶项阶数的确定方法数的确定方法 模型 1 2 3 中都含有适当的滞后差分项 目的是为了消除模型随机项的序列 保证 随机项是白噪声 一般采用LM检验确定滞后阶数 以及其它数据依赖方法 当采用一些应用软件 例如Eviews 进行ADF检验时 可以自动得到滞后阶数 使得估计过 程更加简单 21 简简述述协协整定整定义义 经济经济含含义义 如果变量之间有着长期的稳定关系 即它们之间是协整的 则是可以使用经典回归模型方 法建立回归模型的 假设X与Y间的长期 均衡关系 由式描述 Yt 0 1Xt t 该均衡关系意味着 给定X的一个值 Y相应的均衡值也随之确定为 0 1X d d 阶协整是一类非常重要的协整关系 它的经济意义在于 两个变量 虽然它们具有各 自的长期波动规律 但是如果它们是 d d 阶协整的 则它们之间存在着一个长期稳定的比 例关系 22 两两变变量的量的Engle Granger协协整整检验检验 为了检验两个以及多个I 1 变量是否存在协整 Engle和Granger于1987年提出两步检验法 也称为EG检验 第一步 首先第一步 首先对变对变量的 非 平量的 非 平稳稳性性检验检验 确确认变认变量具有量具有I 1 过程 然后然后 用OLS方法估计方 程 Yt 0 1Xt 计计算非均衡算非均衡误误差差 残差序列 t Yt 称为协整回归协整回归 第二步第二步 检验非均衡误差的 t单整性 如果非均衡误差为平稳序列I 0 则认为变量Yt Xt 为 1 1 阶协整 否则 认为变量Yt Xt不存在协整关系 23 如何建立如何建立误误差修正模型差修正模型 及其及其经济经济学解学解释释 ECM模型主要作用机制是什么 模型主要作用机制是什么 Engle Granger两步法两步法 由由协协整与整与误误差修正模型的的关系差修正模型的的关系 可以得到可以得到误误差修正模型建立的差修正模型建立的E G两步法 两步法 第一步第一步 进进行行协协整回整回归归 OLS法 法 检验变检验变量量间间的的协协整关系整关系 估估计协计协整向量 整向量 长长期均衡关系参期均衡关系参 数 数 第二步第二步 若若协协整性存在整性存在 则则以第一步求到的残差作以第一步求到的残差作为为非均衡非均衡误误差差项项加入到加入到误误差修正模型中差修正模型中 并用并用OLS法估法估计计相相应应参数 参数 需要注意的是 在需要注意的是 在进进行行变变量量间间的的协协整整检验时检验时 如有必要可在如有必要可在协协整回整回归归式中加入式中加入趋势项趋势项 这这 时时 对对残差残差项项的的稳稳定性定性检验检验就无就无须须再再设趋势项设趋势项 另外另外 第二步中第二步中变变量差分滞后量差分滞后项项的多少的多少 可以残差可以残差项项序列是否存在自相关性来判断序列是否存在自相关性来判断 如果存如果存 在自相关在自相关 则应则应加入加入变变量差分的滞后量差分的滞后项项 ECM模型中重点解释系数入的经济含义 当期波动使Yt 1 偏离期均衡时 误差修正项将以入的力度对Yt做反向调整 将非均衡状态回复 到均衡状态 系数入越大 非均衡误差ecm对Yt的修正力度越大 或者说 如果Yt 在上期高出均衡值一个单位 在下期平均会下降入个单位 误差修正模型建立的作用机制 为了增强模型的精度 将协整回归中的误差项et 看做均衡误差 通过建立短期动态模型来弥补长期静态模型的不足 首先对变量进行协整分析 以发现变量之间的协整关系 即长期均衡关系 并以这种关系构 成误差修正项 然后建立短期模型 将误差修正项看作一个解释变量 连同其他反映短期 波动的解释变量一起 建立短期模型 即误差修正模型 24 简简述述DF检验检验与与ADF检验检验的区的区别别 4 5 一 一 DF检验检验 随机游走序列随机游走序列 Xt Xt 1 t是非平是非平稳稳的的 其中其中 t是白噪声 而是白噪声 而该该序列可看成是随机模型序列可看成是随机模型Xt Xt 1 t中参数中参数 1时时的情形 也就是的情形 也就是说说 我我们对们对式式 Xt Xt 1 t 1 做回做回归归 如果确如果确实发现实发现 1 就就说说随机随机变变量量Xt有一个有一个单单位根 可位根 可变变形式成差分形式 形式成差分形式 Xt 1 Xt 1 t Xt 1 t 2 检验检验 1 式是否存在 式是否存在单单位根位根 1 也可通也可通过过 2 式判断是否有 式判断是否有 0检验检验一个一个时间时间序列序列Xt的平的平稳稳性性 可通可通过检验带过检验带有截距有截距项项的一的一阶阶自回自回归归模型模型 Xt Xt 1 t 中的参数 中的参数 是否小于是否小于1 或者 或者 检验检验其等价其等价变变形式形式Xt Xt 1 t 中的参数 中的参数 是否小于是否小于0 零假零假设设 H0 0 备择备择假假设设 H1 0 可通可通过过OLS法估法估计计Xt Xt 1 t并并计计算算t统计统计量的量的值值 与与DF分布表中分布表中给给定定显显著性水平下的著性水平下的临临界界值值比比较较 如果 如果 t 临临界界 值值 则则拒拒绝绝零假零假设设H0 0 认为时间认为时间序列不存在序列不存在单单位根位根 是平是平稳稳的 的 二 二 ADF检验检验 在在DF检验检验中中 实际实际上是假定了上是假定了时间时间序列是由具有白噪声随机序列是由具有白噪声随机误误差差项项的一的一阶阶自回自回归过归过程程A R 1 生成的 但在生成的 但在实际检验实际检验中中 时间时间序列可能由更高序列可能由更高阶阶的自回的自回归过归过程生成的程生成的 或者随机或者随机误误 差差项项并非是白噪声并非是白噪声 为为了保了保证证DF检验检验中随机中随机误误差差项项的白噪声特性的白噪声特性 Dicky和和Fuller对对DF检检 验进验进行了行了扩扩充充 形成了形成了ADF Augment Dickey Fuller 检验检验 12 随机随机扰动项扰动项和残差的区和残差的区别别 随机误差项Ut反映除自变量外其他各种微小因素对因变量的影响 它是Y t 与未知的总体回归线之间的纵向距离 是不可直接观测的 残差e t 是Yt 与按照回归方程计