经典单方程计量经济学模型放宽基本假定的模型

第四章经典单方程计量经济学模型：放宽基本假定的模型一、内容提要本章主要介绍计量经济模型的二级检检验问题，即计量经济检验。主要讨论对回归模型的若干基本经典假定是否成立进行检验、当检验发现不成立时继续采用OLS估计模型所带来的不良后果以及如何修正等问题。具体包括异方差性问题、序列相关性问题、多重共线性问题以及随机解释变量这四大类问题。异方差是模型随机扰动项的方差不同时产生的一类现象。在异方差存在的情况下，OLS估计尽管是无偏、一致的，但通常的假设检验却不再可靠，这时仍采用通常的t检验和F检验，则有可能导致出现错误的结论。同样地，由于随机项异方差的存在而导致的参数估计值的标准差的偏误，也会使采用模型的预测变得无效。对模型的异方差性有若干种检测方法，如图示法、Park与Gleiser检验法、Goldfeld-Quandt检验法以及White检验法等。而当检测出模型确实存在异方差性时，通过采用加权最小二乘法进行修正的估计。序列相关性也是模型随机扰动项出现序列相关时产生的一类现象。与异方差的情形相类似，在序列相关存在的情况下，OLS估计量仍具无偏性与一致性，但通常的假设检验不再可靠，预测也变得无效。序列相关性的检测方法也有若干种，如图示法、回归检验法、Durbin-Watson检验法以及Lagrange乘子检验法等。存在序列相关性时，修正的估计方法有广义最小二乘法（GLS）以及广义差分法。多重共线性是多元回归模型可能存在的一类现象，分为完全共线与近似共线两类。模型的多个解释变量间出现完全共线性时，模型的参数无法估计。更多的情况则是近似共线性，这时，由于并不违背所有的基本假定，模型参数的估计仍是无偏、一致且有效的，但估计的参数的标准差往往较大，从而使得t-统计值减小，参数的显著性下降，导致某些本应存在于模型中的变量被排除，甚至出现参数正负号方面的一些混乱。显然，近似多重共线性使得模型偏回归系数的特征不再明显，从而很难对单个系数的经济含义进行解释。多重共线性的检验包括检验多重共线性是否存在以及估计多重共线性的范围两层递进的检验。而解决多重共线性的办法通常有逐步回归法、差分法以及使用额外信息、增大样本容量等方法。当模型中的解释变量是随机解释变量时，需要区分三种类型：随机解释变量与随机扰动项独立，随机解释变量与随机扰动项同期无关、但异期相关，随机解释变量与随机扰动项同期相关。第一种类型不会对OLS估计带来任何问题。第二种类型则往往导致模型估计的有偏性，但随着样本容量的增大，偏误会逐渐减小，因而具有一致性。所以，扩大样本容量是克服偏误的有效途径。第三种类型的OLS估计则既是有偏、也是非一致的，需要采用工具变量法来加以克服。二、典型例题分析1、下列哪种情况是异方差性造成的结果？（1）OLS估计量是有偏的（2）通常的t检验不再服从t分布。（3）OLS估计量不再具有最佳线性无偏性。解答：半第（2半）与（3）续种情况可能帆由于异方差设性造成。异颤方差性并不栋会引起OL找S估计量出壳现偏误。围2、已知模匹型站式中，Y、仗X舞1抵、X律2稠和Z的数据震已知。假设静给定权数乔，加权最小节二乘法就是补求下式中的梦各冻β果，以使的该徐式最小浴（1）求R仅SS对补1铲、座2育和责2桨的偏微分并革写出正规方晕程。史（2）用Z佩去除原模型养，写出所得岛新模型的正垮规方程组。百（3）把伞带入（1）弓中的正规方吹程，并证明里它们和在（级2）中推导异的结果一样欢。解答：偶（1）吗由徐对各传β渗求偏导得如演下正规方程厅组：险（2）用Z辟去除原模型洞，得如下新腹模型临对应的正规纸方程组如下既所示：遇（3）如果塘用什代替（1）李中的队，则容易看境到与（2）特中的正规方脑程组是一样确的。掩3、已知模输型洗逢斑式中，垃为某公司在团第i个地区禾的销售额；品为该地区的消总收入；迫为该公司在铁该地区投入表的广告费用练（i=0,途1,2寒……域,50式）纯。腔（1）由于权不同地区人凝口规模沸可能影响着想该公司在该爆地区的销售丝，因此有理僚由怀疑随机巧误差项填u援i沸是异方差的背。假设谜依赖于总体徐的容量，请对逐步描述你尘如何对此进创行检验。需斥说明：1）漂零假设和备踩择假设；2枕）要进行的衰回归；3）都要计算的检泡验统计值及康它的分布（搁包括自由度就）；4）接融受或拒绝零秆假设的标准叠。啄（宵2）假设妹。逐步描述蔬如何求得B状LUE并给璃出理论依据聚。解答：镰（1）如果暮依赖于总体球的容量，则茎随机扰动项蒜的方差浑依赖于求。因此，要毒进行的回归志的一种形式科为剥。于是，要皇检验的零假今设H0：袄，备择假设溪H1：撤。检验步骤匆如下：鄙第一步：使葛用OLS方累法估计模型父，并保存残陆差平方项忆；奖第二步：做叙对常数项C致和籍的回归悔第三步：考遭察估计的参柄数符的t统计量坊，它在零假牌设下服从自犬由度为2的仍t分布。瓣第四步：给求定显著性水看平面0.0删5（或其他挡），查相应壮的自由度为孤2的t分布搁的临界值，舱如果估计的私参数素的t统计值锅大于该临界花值，则拒绝狡同方差的零音假设。笔（2）假设扩时，模型除意以弟有：寨由于甲，所以在该疯变换模型中坝可以使用O油LS方法，殃得出BLU爱E估计值。霞方法是对室关于横、滩、灭做回归，不抽包括常数项魔。裂望4、以某地串区22年的搭年度数据估炕计了如下工休业就业回归难方程智（-0.5五6）(2.材3)先(释-1.7)按与(5.只8)洒切状式中，Y为缺总就业量；拼X1为总收枕入；X2为磁平均月工资遍率；X3为套地方政府的披总支出。购（1）试证伍明：一阶自脏相关的DW晋检验是无定彻论的。岩（2）逐步悟描述如何使运用LM检验解答：驼（1）由于奥样本容量n稻=22，解纱释变量个数遇为k=3，甲在5%在显翁著性水平下青，相应的上暮下临界值为装、肿。由于DW粉=1.14疤7位于这两原个值之间，占所以DW检筋验是无定论茎的。躲（2）进行跟LM检验：擦第一步，做钩Y关于常数喷项、lnX圈1、lnX松2和lnX丰3的回归并来保存残差魄；坏第二步，做滤关于常数项辉、lnX1血、lnX2辰和lnX3唐和管的回归并计优算乓；云第三步，计丈算检验统计己值(n-1驰)掉=21及0.996赴=20.9减16；榨第四步，由兔于在不存在通一阶序列相糟关的零假设祥下(n-1芦)宰呈自由度为屯1的景分布。在5钓%的显著性虹水平下，该纽分布的相应老临界值为3猛.841。拆由于20.缸916>3彩.841，筐因此拒绝零健假设，意味蝶着原模型随哗机扰动项存总在一阶序列街相关。巡5、碍某地区供水镰部门利用最四近15年的渗用水年度数泥据得出如下大估计模型：刚（-1.7她）(0转.9)洲不(1.4巾)希(-0酱.6)纽(-1.已2)块(-0衔.8)样谈贯F=38.榴9械式中，wa高ter扎——剃用水总量（哑百万立方米血）,hou诊se滤——千住户总数（台千户）,p徐op痕——悉总人口（千暗人）,pc误y界——秤人均收入（驾元）,pr到ice子——软价格（元/邀100立方乡米）,ra糕in瓶——图降雨量（毫庸米）。转（1）根据得经济理论和广直觉,请计猴回归系数的杯符号是什么咱(不包括常星量)，为什差么？观察符确号与你的直押觉相符吗？徒（2）在1容0%的显著咽性水平下，洁请进行变量浸的t-检验砍与方程的F艘-检验。露T跨检验与F检液验结果有相汗矛盾的现象毁吗？酱（3）你认起为估计值是沉（1）有偏搜的；（2）妹无效的或（蛛3）不一致总的吗？详细背阐述理由。解答：狮（1）在其成他变量不变煮的情况下，粥一城市的人砖口越多或房喘屋数量越多馒，则对用水杏的需求越高粪。所以可期括望hous洋e和pop珠的符号为正忆；收入较高难的个人可能壤用水较多，拐因此pcy梯的预期符号屯为正，但它竹可能是不显重著的。如果照水价上涨，个则用户会节她约用水，所词以可预期p云rice的位系数为负。裹显然如果降着雨量较大，肢则草地和其才他花园或耕禁地的用水需盘求就会下降师，所以可以过期望rai暴n的系数符蛮号为负。从严估计的模型友看，除了p间cy之外，肤所有符号都踏与预期相符发。输（2）t-雄统计量检验电单个变量的倍显著性，F喘-统计值检婚验变量是否服是联合显著类的。各这里t-检衫验的自由度江为15-5挨-1=9，灭在10%的床显著性水平道下的临界值碧为1.83茅3。可见，别所有参数估苏计值的t值歪的绝对值都坚小于该值，辞所以即使在秆10%的水覆平下这些变深量也不是显自著的。寿这里，F-否统计值的分轧子自由度为苏5，分母自底由度为9。讨10%显著轮性水平下F俗分布的临界玉值为2.6迷1。可见计齐算的F值大喂于该临界值权，表明回归毯系数是联合年显著的。盼T舰检验与F检恳验结果的矛何盾可能是由井于多重共线滑性造成的。昆house解、pop、乳pcy都是妨高度相关的牵，这将使它捞们的t-值岭降低且表现粗为不显著。澡price膀和rain挖不显著另有受原因。根据埋经验，如果税一个变量的茧值在样本期杜间没有很大鸡的变化，则槐它对被解释狠变量的影响抚就不能够很盐好地被度量点。可以预期镰水价与年降撞雨量在各年龙中一般没有语太大的变化奥，所以它们腿的影响很难锈度量。耕（3）多重堤共线性往往且表现的是解呜释变量间的逆样本观察现扒象，在不存却在完全共线纳性的情况下脂，近似共线登并不意味着然基本假定的补任何改变，满所以OLS妥估计量的无屠偏性、一致诸性和有效性谁仍然成立，夏即仍是BL绒UE估计量画。但共线性任往往导致参芬数估计值的奔方差大于不旁存在多重共婶线性的情况并。论6、一个对帐某地区大学守生就业增长族影响的简单召模型可描述饥如下颤式中，为新孕就业的大学昼生人数，M喉IN1为该溜地区最低限握度工资，P决OP为新毕站业的大学生博人数，GD抛P1为该地气区国内生产鲜总值，GD勾P为该国国坐内生产总值绪；g表示年掀增长率。以（1）如果读该地区政府热以多多少少耗不易观测的胖却对新毕业涨大学生就业浅有影响的因放素作为基础岸来选择最低胶限度工资，各则OLS估川计将会存在以什么问题？右（2）令M眨IN为该国学的最低限度卷工资，它与禽随机扰动项芽相关吗？祸（3）按照鼠法律，各地桃区最低限度室工资不得低泻于国家最低毯工资，哪么塑gMIN能助成为gMI胶N1的工具胖变量吗？解答：坑（1）由于图地方政府往加往是根据过傍去的经验、败当前的经济钻状况以及期界望的经济发取展前景来定骨制地区最低供限度工资水固平的，而这宝些因素没有蛇反映在上述架模型中，而厚是被归结到钓了模型的随语机扰动项中秤，因此g味MIN1灿与曾不仅异期相息关，而且往尸往是同期相够关的，这将方引起OLS讨估计量的偏某误，甚至当抢样本容量增况大时也不具肯有一致性。旨（2）全国瞎最低限度的贡制定主要根昂据全国国整汪体的情况而伍定，因此g粱MIN基本疮与上述模型筋的随机扰动艇项无关。遍（兽3）由于地蕉方政府在制酬定本地区最采低工资水平总时往往考虑众全国的最低温工资水平的摆要求，因此垄gMIN1洁与gMIN聋具有较强的习相关性。结朱合（2）知雁gMIN可剖以作为gM辉IN1的工胀具变量使用丛。三、习题豆（一）基本清知识类题型久4单-1递．解释下列笑概念：慌（1）异方削差性肿（2）序列唯相关性宁（3）多重叶共线性谋（4）偏回或归系数近（5）完全时多重共线性职（6）不完梢全多重共线霞性故（7）随机勒解释变量式（8）差分欧法叉（9）广义桐最小二乘法辫（10）D垂.W.检验值4松-2证．判断下列疫各题对错，鞭并简单说明拳理由：狸在存在异方鱼差情况下，旋普通最小二蚂乘法（OL漫S）估计量找是有偏的和侨无效的；巷如果存在异纽方差，通常纳使用的t检抹验和F检验拔是无效的；废在存在异方位差情况下，魄常用的OL旦S法总是高饺估了估计量盯的标准差；互如果从OL纠S回归中估底计的残差呈股现系统模式勾，则意味着伶数据中存在伞着异方差；讲当存在序列疏相关时，O馋LS估计量无是有偏的并中且也是无效胶的；妙消除序列相室关的一阶差熟分变换假定钩自相关系数渠必须等于1斥；敬两个模型，有一个是一阶锅差分形式，水一个是水平列形式，这两供个模型的R认2阻值是不可以困直接比较的惑。巩回归模型中考误差项够存在异方差悠时，OLS静估计不再是塌有效的；按回归模型中循误差项堡存在序列相繁关时，OL珠S估计不再东是无偏的；岁4虹-躬3．简述异恰方差对下列屋各项有何影密响：（1）距OLS估计投量及其方差式；（2）置尝信区间；（秒3）显著性铅t检验和F昆检验的使用礼。母4训-发4．在存在妄AR（1）摸自相关的情滥形下，什么纷估计方法能鸣够产生BL呜UE估计量掩？简述这个级方法的具体碰步骤。谁（二）基本劈证明与问答世类题型罩4某-蕉5．在存在毕AR（1）枕的情形下，罚估计自相关欲参数磨有哪些不同锹的方法？陈4木-6降．在如下回根归中，你是酷否预期存在袍着异方差？乒Y贴X冬样本集公司利润迫净财富董《财富》5服00强裁公司利润的企对数丝净财富的对逐数形《财富》5赴00强维道琼斯工业许平均指数伯时间老1960~灰1990年跑（年平均）鸣婴儿死亡率斗人均收入欧100个发千达国家和发烛展中国家蝇通货膨胀率恐货币增长率将美国、加拿蜜大和15个恭拉美国家颠4呜-7甩．已知消费季模型：愁其中：睬——每消费支出狭——栋个人可支配商收入各——秃消费者的流诵动资产要求：欠（1）进行尚适当变换消贫除异方差，科并证明之；答（2）写出埋消除异方差粪后，模型的升参数估计量吹的表达式。显4悉-8挺．什么是异校方差性？举喉例说明经济屠现象中的异酷方差性。检勺验异方差性轨的方法思路死是什么？欺4签-9悲．什么是序赞列相关性？妥举例说明经盯济现象中序长列相关性的喇存在。检验银序列相关性犯的方法思路碌是什么？熟么悉D.W.渔统计量的计蜂算方法和查蛮表判断。门4则-10田．什么是多对重共线性？画产生多重共篇线性的经济辽背景是什么嘱？多重共线盈性的危害是麻什么？为什异么会造成这朋些危害？检析验多重共线零性的方法思驴路是什么？竿有哪些克服影方法？醉4钞-1使1．随机解惧释变量的来识源有哪些？艰随机解释变平量可以造成惠哪些结果？扬4斩-1华2．当模型神中出现随机若解释变量时暂，最小二乘里估计量具有恢什么特征？胶4叨-1服3．试比较捡说明普通最角小二乘法与忍加权最小二喉乘法的区别尘与联系。蝴4描-1版4．估计量夺的渐近统计逮性质的含义斗是什么？什宇么是渐近无虫偏性？榜4装-1执5．什么是纪估计的一致蚂性？证明对药于工具变量敏法的估计量安是我的一致估计仗。愤4-16．替为什么回归喇残差序列可久以作为检验单线性回归模沾型误差项的劣各种问题的跑基础？给4-17．回对于线性回蛛归模型：赢，已知剂为一阶自回持归形式：罩，要求：证散明青的估计值为收：湿4-18．耗证明下面方似程中的误差牌项凑是同方差的拢。，其中：宋（三）基本旱计算类题型渠4块-1骡9．某上市夏公司的子公害司的年销售挖额Y并t柴与其总公司朗年销售额X恳t狼的观测数据融如下表：央序号匠X表Y干序号羽X糠Y钥1碧127.3埋20.96厕11泻148.3坦24.54进2勾130.0绘21.40劫12睛146.4讨24.30较3袍132.7火21.96恭13姜150罚.2凝25.00闸4胖129.4虹21.52谋14意153.1喝25.64剩5慌135.0浴22.39掘15查157.3赌26.36城6上137.1观22.76岛16虎160.7花26.98赏7甜141.2化23.48絮17桌164.2挪27.52动8乌142.8省23.66藏18饭165.6研27.78逃9浙145.5紫24.10无19幅168.7骂28.24久19迁145.3绣24.01冠20晃171.7响28.78要求：购(1)用最争小二乘法估尿计覆关于但的回归方程刘；猜(2)用D暑.W.检验牌分析随机项抚的一阶自相充关性；用(3)用D锁urbin瓶两步法估计抬回归模型的浸参数；都(4)直接莫用差分法估皱计回归模型务的参数.采4泪-换20．下表介是被解释变锅量Y及解释辜变量X终1逐、X偶2洽、X后3在、X鲁4您的时间序列价观测值：姻Y购6.0半6.0屈6.5组7.1饥7.2备7.6备8.0堂9.0虎9.0菠9.3漆X筐1姥40.1摘40.3友47.5桨49.2谢52.3苦58.0然61.3骆62.5农64.7充66.8及X锋2衬5.5纤4.7衔5.2阵6皂.8屋7.3员8.7加10.2绕14.1灾17.1杠21.3梯X态3倦108季94烈108稠100绩99丢99嘱101糖97叨93串102澡X捕4帝63湾72扯86联100裳107岩111并114社116怖119门121要求：翼（1）采用亭适当的方法粒检验多重共丑线性；昨（2）多重车共线性对参酒数估计值有防何影响？飘（3）用修枝正Fris尸ch法确定塞一个较好的刘回归模型。柿4桂-涛21．下表岭是某种商品墨的需求量、绕价格以及消虏费者收入的征统计资料：煤年份剥1芝2剑3赌4拴5聋6质7伯8掩9掏10演需求量Y护3.5稿4.3材5.0球6.0终7.0不9.0骗8.0屯10苹12踢14间价格X朱1能16笛13贝10杰7效7敲5乏4勿3闷3.5钻2蜘收入X哑2敢15告20虎30饼42辛50患54赢65像72诉85株90要求：水（1）检验敬X翅1兼和X站2存是否存在严幕重的多重共春线性？味（2）如何渗解决或减轻住多重共线性蜻的影响，并叶给出这一问掀题的回归方繁程。蝇4金-部22．对于桐模型：要求：如（1）如果刚用变量的一劳次差分估计粉该模型，采园用何种自相协关形式？缓（2）用差坟分估计时，叶并不删除截址距，其含义超是什么？岗（3）假设书模型存在一险阶自相关，到如果用OL受S法估计，锦试证明其估息计式：锹仍然是无偏然的，式中的算，排。旗（4）试证坟明军不是有效的持。罩4赵-2避3．某国的胳政府税收T雅（单位：百走万美元）、茶国内生产总够值GDP（缴单位：10现亿美元）和邀汽车数量Z嚷（单位：百狸万辆）的观勒测数据如下怕表所示：租序号针T客GDP时Z鲜1乒3挖4金5堆2嫩2亭1屡2道3四5沿7咏6率4苦6恋8高7润5笋4钟5纳5蜘6刘5能7杯6惊7射7遵8返6穗8仔9汁11森7喷9郊8亏10腾7匆要求：试以迁汽车数量Z士作为国内生轨产总值GD牌P的工具变戚量，估计税侨收函数：良4-24．好继续习题3哑-21的讨扫论。问题如枕下：由（1）假定株做GMAT归分数对GP逼A的回归分折析，并且发亿现两变量之南间显著正相锄关。那么，置你对多重共蒸线性问题有普何看法？闹（2）对习别题3-21温的（1）建患立方差（A侄NOVA）收分析表并检袭验假设：所洗有偏回归系呆数均为零。孝（3）用R文2躬值，对本题娇（2）建立职ANOVA陷表进行分析缝。天4-25．散如果解释变养量之间的相盆关系数为0肯，则称它们抹是正交的。朝对于模型：塔若X俯1析与X泡2损是正交的，雷证明下列结先论：肢（1）多元蜓线性回归的坊最小二乘估牢计量胳、盒分别等于Y嘱对X陆1贿、Y对X捉2笔的一元线性辉回归的最小喂二乘估计量浸；悲（2）多元单回归的回归羊平方和为两抱个一元回归危的回归平方伟和的和。高4-26．留假设Y为内顺生变量，X局为外生变量喝，以下各组苦方程中哪些祖方程可以用狡Durbi战n结—占Watso够n方法检验览一阶自相关挂：（1）（2）（3）员4-27．梳有5个解释嚷变量的多元脊线性回归模邀型，用容量际为93的样抄本数据进行得回归分析。殊若根据回归释残差序列计榴算的D.W挖.值为1.丹1，应得出赛什么结论？慈若D.W.愚值为2.3吼5呢？计4-28．笨若已知线性右回归模型江的误差项的择方差为粪，问处理该端模型的方法报是什么？择4-29．锹一个两变量翁线性回归模隆型的回归残甩差序列如下汇表所示：唤n慎残差e舞n浊残差e沾n誓残差e弦1佛0.013讨8薄-0.08颗2悦15钉0.198容2膀0.054躁9杨-0.05趋3押16惨0.103咱3脑-0.01出4允10默0.041呜17蓝0.000着4爹-0.04鞠2蚕11择-0.15刺1淹18宿-0.06比3菜5誉-0.07影8夕12沸-0.0谜54芦19涝-0.05尊8纱6拦-0.05丸6仿13写0.042尸7给0.083旧14呜0.117踢要求：请分有析该模型的贫误差项是否言存在什么问判题？若存在而一些问题，向说明有哪些辱处理方法可量以考虑？垦4-30．暗在研究生产秒中的劳动在秀增加值中所想占的份额（口即劳动份额跟）的变动时债，有以下模跳型：模型A：模型B：愁其中，Y为妄劳动份额，蛛t为劳动时击间。根据该劲研究时期内赌的15年数耕据进行参数卡估计，得到眉模型结果为衰：谊模型A：寻伍虎撞梨模型B：详饲俊税感其中：括号诞中的数字是梨t检验值。纵要求：（1铲）模型A中暴有没有自相辨关？模型B他呢？蛛（2）如何塌解释自相关巧的存在？厦（3）你会杜怎样区分岗“例纯粹警”运自相关和模坊型形式设定租错误？甘四、习题解墓答令4罚-1．答：掩=1\*GB2客⑴赴异方差性指秘对于不同的弄样本值，随居机扰动项的袋方差不再是唉常数，而是污互不相同的皇。其=2\*GB2痕⑵逮序列相关性顿指对于不同缓的样本值，格随机扰动项鞠之间不再是探完全相互独坝立，而是存渡在某种相关供性。守（3）至多重共线性诊指两个或多她个解释变量蕉之间不再彼再此独立，而杯是出现了相兄关性。泼=4\*GB2茫⑷汁偏回归系数忧指：在三变医量线性回归佩模型中，当嫌其中一个解败释变量为常垃量时，另一严个解释变量绍对被解释变瞒量均值的影僚响。拆=5\*GB2腾⑸贿完全多重共滴线性指：在象有多个解释倚变量模型中帐，其中一个显变量可以表撇示为其他多抖个变量的完揭全线性函数哑，即摄，其中至少宜有一个塔，寇与等式右边环线性组合的伴相关系数为演1，则这种烤情况被称为含完全多重共控线性。在此葡情况下，不佩能估计解释缘变量各自对敲被解释变量秃的影响。愚=6\*GB2敌⑹届不完全多重都共线性指：序在实际经济炉活动中，多羡个解释变量酷之间存在多序重共线性问消题，但妙与等式右边租线性组合的违相关系数不旧为1。摘=7\*GB2买⑺效随机解释变优量指：在现糖实经济现象访中，解释变扔量是不可控战的，即解释滩变量的观测忆值具有随机鞋性，并且与结模型的随机虹误差项有相动关关系，这萝样的解释变赢量称为随机突解释变量。讽=8\*GB2按⑻速差分法是一缓类克服序列削相关性的有宰效方法。它墨是将原计量招经济模型变挂换为差分模讲型，分为一败阶差分法和傻广义差分法喜。奥=9\*GB2牛⑼胸广义最小二崭乘法（GL晕S）即最具即有普遍意义蛙的最小二乘导法。刮=10\*GB2她⑽宅D.W婶.改检验：全称柱杜宾辰—光瓦森检验，鸡适用于一阶无自相关的检侧验。该法构英造一个统计朽量：勺，计算该统甚计量的值，爬根据样本容意量邻和解释变量删数目患查铃D.W.咏分布表，得崇到临界值口和柏，然后按照毫判断准则考容察计算得到汉的D.W排.邮值，以判断洲模型的自相铺关状态。丛4似-2．答：众=1\*GB2红⑴假错。当存在闯异方差情况臣下，OLS杀法估计量是翼无偏的但不怒具有有效性站。愿=2\*GB2勾⑵伴对。如果存忽在异方差，猾通常使用的吨t检验和F净检验是无效仗的。健=3\*GB2考⑶咏错。实际妨情况可能是潜高估也可能贿是低估。私=4\*GB2澡⑷仿对。通过将迎残差对其相冈应的观察值交描图，了解驳变量与残差蜘之间是否存泰在可以观察额到的系统模睛式，就可以晒判断数据中宗是否存在异亡方差。躺=5\*GB2健⑸愧错。当存在钉序列相关时及，OLS法蚂估计量是无默偏的但不具饺有有效性。蒙对仍。即假设误谢差项之间是树完全正序列裤相关的，这