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时间:2018-08-08
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1、经典单方程计量经济学模型:放宽基本假定的模型多元线性回归模型的基本假定假设1,解释变量是非随机的或固定的,且各X之间互不相关。假设2,随机误差项具有零均值、同方差及不序列相关性。假设3,解释变量与随机项不相关假设4,随机项满足正态分布基本假定违背主要包括:(1)随机误差项序列存在异方差性;(2)随机误差项序列存在序列相关性;(3)解释变量之间存在多重共线性;(4)解释变量是随机变量且与随机误差项相关的随机解释变量问题;计量经济检验:对模型基本假定的检验异方差(Heteroskedasticity)问题的引入----对一个应用案例的思考纽约股票交易所(NYS
2、E)最初是反对经济佣金率放松管制的,1975年以前,NYSE向股票交易委员会(SEC)提交了一份计量经济研究报告,认为在经济行业中存在规模经济,因此由垄断决定的固定佣金率是公正的。其中报告主要经济分析是基于以下模型:yi=478000+31.348xi-(1.083×10-6)xi2t=(2.98)(40.39)(-6.54)R2=0.934其中:Y是总成本X为股票交易的数量然而美国司法部反托拉斯局却认为模型中所声称的规模经济只是幻想,因为模型中存在明显异方差问题。假设误差项与交易量成正比,反托拉斯局重新估计了模型,得到以下模型:yi=342000+25.5
3、7xi+(4.34×10-6)xi2t=(32.3)(7.07)(0.503)其中:Y是总成本X为股票交易的数量从而推翻了NYSE的垄断佣金结构的论点需要明确的问题是:什么是异方差?如果模型存在异方差的话,依然采用OLS估计模型,会导致什么样的后果呢?如何检验异方差的存在?如果存在异方差,采用OLS估计又会导致严重后果,那又会发展怎样的新方法呢?一、什么是异方差以个人储蓄与个人可支配收入为例截面资料下研究居民家庭的储蓄行为:Yi=0+1Xi+iYi:第i个家庭的储蓄额Xi:第i个家庭的可支配收入。高收入家庭:储蓄的差异较大低收入家庭:储蓄则更有规律性,
4、差异较小i的方差呈现单调递增型变化一般异方差的符号表达为:异方差问题多存在于截面数据(cross-sectionaldata)中而非时间序列数据(time-seriesdata)。(?)在这些截面数据中,我们通常处理的是一定时间上总体单位,这些总体单位具有不同的规模,这就有可能出现规模效应(scaleeffect),容易产生异方差问题。而在时序数据中,变量具有相似的数量级。二、异方差的后果参数估计量非有效变量的显著性检验失去意义模型的预测失效(注:相关结论证明可查阅李子奈《计量经济学》)因为上述内容是跟随机误差项同方差密切相关,后果表明:异方差是一个潜在的
5、严重问题,它可能破坏了常用的OLS估计和假设检验过程。三、异方差的检验思考:异方差是针对随机误差项µi的方差检验,为什么此处我们通过观察e2和X的关系就可以粗略检验异方差的存在?µi和ei二者是否是相同内容?∧2、帕克和戈里瑟检验检验原理:以为被解释变量,以原模型的某一解释变量xj为解释变量,若能建立二者某种函数形式,则说明原模型存在异方差性。帕克与戈里瑟的不同体现在对模型形式有着不同的建议帕克检验常用对数线性模型,而戈里瑟检验则对模型形式有如下建议:戈里瑟检验示例:在企业R&D支出与销售额的关系研究中,收集到美国1998年18个行业的有关数据,容易判断此模
6、型容易出现异方差。在R&D支出与销售额关系研究中,原回归模型:R&D=192.96+0.0319销售额R2=0.4783(0.195)(3.83)戈里瑟检验估计结果:578.57+0.0119销售额R2=0.215t=(0.8525)(2.0931)-507.02+7.972销售额R2=0.2599t=(-0.5032)(2.3704)-2273.7-19925000销售额1R2=0.1405t=(3.7601)(-1.6175)结论:存在异方差3、G-Q(Goldfeld-Quandt)检验检验原理:先按某一解释变量对样本排序,再将排序后的样本一分为二,对
7、两个子样本分别进行OLS回归,然后利用两个子样本的残差平方和之比构造F统计量进行异方差检验。其方法的局限性:只能检验单调递增或单调递减型异方差。并且如果有多个解释变量的话,需要对各个解释变量轮流试验G-Q检验步骤:将n组样本观察值按某一被认为有可能引起异方差的解释变量观察值的大小排序将序列中间的c=n/4个观察值除去,将剩下的观察值分为样本容量相同的两个子样本对两个子样本分别进行OLS回归,得到各自RSS(残差平方和)在同方差的假定下,构造如下F统计量,进行显著性检验若F>F,拒绝同方差假设,表明存在异方差性4、怀特(White)检验怀特检验对任何形式的异
8、方差都适用怀特检验的基本思想与步骤(以二元为例):然
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