計量經(jīng)濟學(xué)第七章序列相關(guān)課件

單擊此處編輯母版標(biāo)題樣式,單擊此處編輯母版文本樣式,第二級,第三級,第四級,第五級,*,*,計量經(jīng)濟學(xué),ECONOMETRICS,計量經(jīng)濟學(xué),ECONOMETRICS,單擊此處編輯母版標(biāo)題樣式,單擊此處編輯母版文本樣式,第二級,第三級,第四級,第五級,*,*,第七章 序列相關(guān),序列相關(guān),定義,序列相關(guān)來源和,影響,序列相關(guān),檢驗,序列相關(guān)處理,2024/12/12,1,第七章 序列相關(guān) 序列相關(guān)定義2023/8/201,序列相關(guān),定義,序列相關(guān)定義,2,序列相關(guān),定義,一階自回歸，,AR(1),不相互獨立,2024/12/12,3,序列相關(guān)定義一階自回歸，AR(1)不相互獨立2023/8/2,序列相關(guān)來源和,影響,序列相關(guān)來源和影響,4,序列相關(guān)問題的產(chǎn)生,序列相關(guān)問題常產(chǎn)生于時間序列中，不過截面數(shù)據(jù)研究中也會發(fā)生。,產(chǎn)生原因：模型設(shè)定不妥；慣性；蛛網(wǎng)現(xiàn)象；數(shù)據(jù)處理。,2024/12/12,5,序列相關(guān)問題的產(chǎn)生 序列相關(guān)問題常產(chǎn)生于時間序列中，不,序列相關(guān),影響,序列相關(guān)性不影響普通最小二乘估計量的無偏,性和一致性，但會影響它們的有效性。如在正序,列相關(guān)情形，由,OLS,估計得到的標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計,比真實的標(biāo)準(zhǔn)誤小,假設(shè)檢驗不再有效,預(yù)測不再有效,2024/12/12,6,序列相關(guān)影響 序列相關(guān)性不影響普通最小二乘估計量的無偏2,序列相關(guān),檢驗,序列相關(guān)檢驗,7,序列相關(guān),檢驗,殘差圖,通過殘差對時間變量的散點圖,(,時序圖,),殘差對前期的散點圖可直觀的加以判斷,DW,檢驗,通過檢驗統(tǒng)計量來加以判斷,回歸檢驗,可以檢驗高階序列相關(guān),2024/12/12,8,序列相關(guān)檢驗殘差圖2023/8/208,殘差時序圖,2024/12/12,9,殘差時序圖2023/8/209,殘差,e,t,e,t-1,的散點圖,如,a,圖所示，散點在,I,III,象限，,表明存在,正自相關(guān),。,如,b,圖所示，散點在,II,IV,象限，,表明存在,負(fù)自相關(guān),。,e,t,e,t-1,a,b,e,t,e,t-1,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,.,2024/12/12,10,殘差et,et-1的散點圖 如a圖所示，散點在I,II,DW,檢驗,進行,OLS,估計，計算殘差,計算,dw,統(tǒng)計量值：,對照,DW,檢驗表，得出相應(yīng)結(jié)論,0 2 4,不能拒絕,正自相關(guān),負(fù)自相關(guān),拒絕,拒絕,無法確定,無法確定,2024/12/12,11,DW檢驗進行OLS估計，計算殘差0,回歸檢驗,Y,對 回歸，求出,OLS,殘差 ，,t,=1,T,對 回歸，,t,=,q,+1,T,對 系數(shù)進行聯(lián)合顯著的,F,檢驗,或采用,LM,檢驗,(Breusch-Godfrey,檢驗,),2024/12/12,12,回歸檢驗Y 對 回歸，求出OL,序列相關(guān)處理,序列相關(guān)處理,13,序列相關(guān)處理,廣義差分法,Cochrane-Orcutt,方法,Hildreth-Lu,方法,杜賓兩步法,2024/12/12,14,序列相關(guān)處理廣義差分法2023/8/2014,Cochrane-Orcutt,方法,對模型采用,OLS,估計，再對殘差做回歸：,其中：,進行廣義差分后再進行回歸，此時的方程為：,對差分后的回歸模型的殘差再做回歸：,重復(fù)以上步驟，直到 的新估計值與前估計值的差小于某特定值如,0.01,時，停止迭代,過程。,2024/12/12,15,Cochrane-Orcutt方法對模型采用OLS估計，再對,Cochrane-Orcutt estimates using the 33 observations 1948-1980,Dependent variable:chd,VARIABLE COEFFICIENT STDERROR T STAT P-VALUE,const 341.023 81.5714 4.181 0.00026*,beer -2.20594 0.866099 -2.547 0.01665*,cig 2.90317 4.65365 0.624 0.53778,edfat 0.373429 0.997343 0.374 0.71091,spirits 12.0447 6.58992 1.828 0.07826*,Statistics based on the rho-differenced data:,Sum of squared residuals=1322.69,Standard error of residuals=6.87306,Unadjusted R-squared=0.787623,Adjusted R-squared=0.757283,F-statistic(4,28)=3.90573(p-value=0.0121),Durbin-Watson statistic=2.2323,First-order autocorrelation coeff.=-0.155092,Akaike information criterion(AIC)=225.45,Schwarz Bayesian criterion(BIC)=232.933,Hannan-Quinn criterion(HQC)=227.968,RHO final 0.61292,OLS estimates using the 34 observations 1947-1980,Dependent variable:chd,VARIABLE COEFFICIENT STDERROR T STAT P-VALUE,const 139.678 77.9441 1.792 0.08357*,cig 10.7057 4.59040 2.332 0.02684*,edfat 3.38024 0.966698 3.497 0.00154*,spirits 26.7490 7.03684 3.801 0.00068*,beer -4.13156 0.862896 -4.788 0.00005*,Mean of dependent variable=354.815,Standard deviation of dep.var.=14.946,Sum of squared residuals=2122.32,Standard error of residuals=8.55474,Unadjusted R-squared=0.712098,Adjusted R-squared=0.672387,F-statistic(4,29)=17.9322(p-value 0.00001),Durbin-Watson statistic=1.48527,First-order autocorrelation coeff.=0.178607,Log-likelihood=-118.52,Akaike information criterion(AIC)=247.041,Schwarz Bayesian criterion(BIC)=254.672,Hannan-Quinn criterion(HQC)=249.643,數(shù)據(jù)：,data71.xls,Cochrane-Orcutt,方法,(,續(xù),),gretl,估計結(jié)果,:data4-7.gdt,Durbin-Watson statistic=1.48527,p-value=0.0169591,2024/12/12,16,OLS estimates using the 34 obs,Hildreth-Lu,方法,該方法確定 的一組網(wǎng)格點值，若假設(shè)知道正相關(guān)的,話，則可以選擇 的值為,0,，,0.1,，,，,0.9,，,1,，對每,一個值對變換后的方程估計，選擇具有最小誤差平方,和的方程。,在此基礎(chǔ)上，重新選擇 的網(wǎng)格點值，繼續(xù)前面的過,程，直到滿足要求。,2024/12/12,17,Hildreth-Lu方法該方法確定 的一組網(wǎng)格點值，若,前例的,Hildreth-Lu,方法結(jié)果,Hildreth-Lu estimates using the 33 observations 1948-1980,Dependent variable:chd,VARIABLE COEFFICIENT STDERROR T STAT P-VALUE,const 341.020 81.5719 4.181 0.00026*,cig 2.90320 4.65367 0.624 0.53778,edfat 0.373493 0.997348 0.374 0.71086,spirits 12.0459 6.58993 1.828 0.07823*,beer -2.20606 0.866098 -2.547 0.01664*,Statistics based on the rho-differenced data:,Sum of squared residuals=1322.69,Standard error of residuals=6.87306,Unadjusted R-squared=0.787623,Adjusted R-squared=0.757284,F-statistic(4,28)=3.90616(p-value=0.0121),Durbin-Watson statistic=2.23226,First-order autocorrelation coeff.=-0.15508,Akaike information criterion(AIC)=225.45,Schwarz Bayesian criterion(BIC)=232.933,Hannan-Quinn criterion(HQC)=227.968,ESS is minimum for rho=0.61,與,Cochrane-Orcutt,方法,基本一致,gretl,2024/12/12,18,前例的Hildreth-Lu方法結(jié)果Hildreth-Lu,兩種方法比較,Cochrane-Orcutt,方法得到的可能是誤差平方和的,局部最小值，而,Hildreth-Lu,方法則可以得到誤差,平方和整體最小值。,【,例,】,數(shù)據(jù)：,data72.xls,，單位十億美元。模型：,消費支出,員工補償金,總利潤,2024/12/12,19,兩種方法比較Cochrane-Orcutt方法得到的可能是誤,結(jié)論：,DW,統(tǒng)計量為,0.969,，存在高度自相關(guān)。,利用,Cochrane-Orcutt,方法：,利用,Hildreth-Lu,方法：,DW,統(tǒng)計量,1.8119,DW,統(tǒng)計量,1.6962,利用,S_PLUS,作,S_PLUS,：,72.ssc,Durbin-Watson statistic=0.969426,p-value=8.23769e-005,2024/12/12,20,結(jié)論：DW統(tǒng)計量為0.969，存在高度自相關(guān)。DW統(tǒng)計量1.,EViews,結(jié)果,(Cochrane-Orcutt,方法,),create a 1959 1994,read F:Econometrics13datadata72.xls 3,equation eq1.ls ct c pt wt ar(1),eq1.results,2024/12/12,21,EViews結(jié)果(Cochrane-Orcutt方法)cre,杜賓兩步法,再估計出,1,、,2,。,0.914644,2024/12/12,22,杜賓兩步法再估計出1、2。0.914644 2023/,附：有滯后因變量時對序列相關(guān)的檢驗,有一個或多個滯后內(nèi)生變量時，即使是誤差項確實存在序列相關(guān)，,DW,值也常常會接近于,2,一階序列相關(guān)的估計,Durbin,證明了,h,統(tǒng)計量近似地服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。,2024/12/12,23,附：有滯后因變量時對序列相關(guān)的檢驗 有一個或多個滯后內(nèi)生,例,已知某地區(qū),1978-1998,年國內(nèi)生產(chǎn)總值與出口總額的數(shù)據(jù)資料，數(shù)據(jù),data73.x