所有計量經(jīng)濟學檢驗方法(全)

1、所有計量經(jīng)濟學檢驗方法（全）計量經(jīng)濟學所有檢驗方法、擬合優(yōu)度檢驗_2 ESS . RSS可決系數(shù)R TSS 1 TSS TSS為總離差平方和，ESS為回歸平方和，RSSJ殘差平方和該統(tǒng)計量用來測量樣本回歸線對樣本觀測值的擬合優(yōu)度。該統(tǒng)計量越接近于1,模型的擬合優(yōu)度越高。2 1RSS/(n k 1)調(diào)整的可決系數(shù)TSS/(n 1)其中:n-k-1為殘差平方和的自由度，n-1為總體平方和的自由度。將殘差平方和與總離差平方和分別除以各自的 自由度，以剔除變量個數(shù)對擬合優(yōu)度的影響。二、方程的顯著性檢驗(F檢驗)方程的顯著性檢驗，旨在對模型中被解釋變量與 解釋變量之間的線性關(guān)系在總體上是否顯著成 立作出

2、推斷。原假設(shè)與備擇假設(shè)：h0： 3 1= 3 2= 3 3=一-3 k=0H1：3 j不全為0ESS/k統(tǒng)計量F RSS/(n k 1)服從自由度為(k , n-k-1) 的F 分布，給定顯著性水平a,可得到臨界值 F (k,n-k-1),由樣本求出統(tǒng)計量F的數(shù)值，通過 FR (k,n-k-1) 或 Fw F(k,n-k-1) 來拒絕或接受 原假設(shè)H,以判定原方程總體上的線性關(guān)系是否 顯著成立。三、變量的顯著性檢驗(t檢驗)對每個解釋變量進行顯著性檢驗，以決定是否作 為解釋變量被保留在模型中。原假設(shè)與備擇假設(shè)：HO: 0i=0(i=1,2 *);H1: 340給定顯著性水平a ,可得到臨界值t

3、a/2(n-k-1), 由樣本求出統(tǒng)計量t的數(shù)值，通過|t| ta/2(n-k-1) 或 |t| F(v1,v2),則拒絕同方差性假設(shè)，表明 存在異方差。3、懷特(White)檢驗懷特檢驗不需要排序，且適合任何形式的異方差Yi 0 1X1i2X2ii |先對該模型作OLS回歸，得到十做 如 下 輔 助 回 歸 2、，、，、，2、，2、，、，ei01X 1i2X 2i3X1i4X 2i5X 1i X 2ii在同方差假設(shè)下工/R2為輔助方程的可決系數(shù)，h為輔助方程解釋變量的個數(shù)。六、序列相關(guān)檢驗1.回歸檢驗法以e為被解釋變量，以各種可能的相關(guān)量， 諸如以0 1、2 -.一 、一 .一 、一6 2、

4、et等為解釋變量，建立各種萬程：t t 1 tet1et 12et 2t 如果存在某一種函數(shù)形式，使得方程顯著成立， 則說明原模型存在序列相關(guān)性。2.杜賓-瓦森(Durbin-Watson )檢驗法杜賓和瓦森針對原假設(shè)：H0: p=0,即不存在一 階自回歸，構(gòu)如下造統(tǒng)計量： n(t eti)2D.W. 2 et t 1(1)計算DWt(2)給定a ,由n和k的大小查DW分布表，得 臨界值dL和dU(3)比較、判斷若0D.W.dL存在正自相關(guān)dLD.W.dU不能確定dU D.W.4 dU無自相關(guān)4 dU D.W.4 dL不能確定4 dL D.W.F” (m,n-k)則拒絕原假設(shè))認為X是Y的格蘭

5、杰原因九、時間序列平穩(wěn)性檢驗1 .DF檢驗隨機游走序列Xt=X-i+“t是非平穩(wěn)的，其中從t 是白噪聲。而該序列可看成是隨機模型 X=p X-1 + 用中參數(shù)P = 1時的情形。也就是說，我們對式 X t= p X-1 +陰 (1)做 回歸，如果確實發(fā)現(xiàn)p =1,就說隨機變量X有一 個單位根。可變形式成差分形式：Xt=( p -1)X t-i + 以t = SX-i+ p, t(2)檢驗(1)式是否存在單位根P =1,也可通過(2)式判斷是否有 S =00檢驗一個時間序列Xt的平穩(wěn)性，可通過檢驗帶 有截距項的一階自回歸模型 Xt=a+ pX-1+pt (*)中的參數(shù)p是否小于 1。或者：檢驗其

6、等價變形式 Xt= a + S X-1 + n t (*)中的參數(shù)S是否小于0 。零假設(shè)H 0： S= 0;備擇假設(shè)H1： 6 0 可 通過OLS法估計Xt= a + S X-1 +以t并計算t統(tǒng) 計量的值，與DF分布表中給定顯著性水平下的 臨界值比較：如果：t 臨界值，則拒絕零假設(shè)H0: S= 0 ,認為時間序列不存在單位根，是平 穩(wěn)的。2 .ADF檢驗在DF檢驗中，實際上是假定了時間序列是由具有白噪聲隨機誤差項的一階自回歸過程 AR(1)生 成的。但在實際檢驗中，時間序列可能由更高階 的自回歸過程生成的，或者隨機誤差項并非是白 噪聲，為了保證DF檢驗中隨機誤差項的白噪聲 特性，Dicky和

7、Fuller對DF檢驗進行了擴充， 形成了 ADF (Augment Dickey-Fuller)檢驗。ADF檢驗是通過下面三個模型完成的：m模型 1：Xt Xt 1 i Xt i t(*)i 1 m模型 2:XtXt 1 i Xti t(*)i 1 m模型 3:Xtt Xt 1i Xt i t(* )i 1模型3中的t是時間變量，代表了時間序列隨 時間變化的某種趨勢(如果有的話)。檢驗的假設(shè)都是：針對 H S 0,檢驗H0 S = 0 , 即存在一單位根。模型1與另兩模型的差別在于 是否包含有常數(shù)項和趨勢項。實際檢驗時從模型 3開始，然后模型2、模型1。何時檢驗拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位

8、根，為平穩(wěn)序列，何 時檢驗停止。否則，就要繼續(xù)檢驗，直到檢驗完 模型1為止。十、協(xié)整檢驗1、兩變量的Engle-Granger檢驗為了檢驗兩變量Yt,Xt是否為協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法，也稱為 EG檢驗0第一步，用OLS方法估計方程Yt=a0a?0X?Xt ? 丫 & 用并計算非均衡誤差，得到：稱為協(xié) 整回歸(cointegrating) 或 靜態(tài)回 歸(static regression) 。第一步 檢驗e的單整性。如果e為穩(wěn)定序列，則認為變量& xt /TV ttt7t , t為(1,1)階協(xié)整；如果et為1階單整，則認為變量Y，Xt為(2,1)階協(xié)整；。

9、單整性的檢驗方法仍然是DF檢驗或者ADF檢驗由于協(xié)整回歸中已含有截距項，則檢驗?zāi)Ｐ椭袩o p需再用截距項。如使用模型1et et1 i1 i eti t進行檢驗時，拒絕零假設(shè) HO: S =0,意味著誤差項 et是平穩(wěn)序列，從而說明X與Y間是協(xié)整的。2、多變量協(xié)整關(guān)系的檢驗一擴展的E-G檢驗多變量協(xié)整關(guān)系的檢驗要比雙變量復(fù)雜一些， 主要在于協(xié)整變量間可能存在多種穩(wěn)定的Z線性組曲2Xt 3Y合。假設(shè)有4個1(1)變量Z、0X、1WY、W得如下的 長期均衡關(guān)系：(1)其中，非均衡誤差項N應(yīng)是1(0)序列： lYVa然而，如果Z與W X與Y同分別存荏長期均衡。 關(guān)系：則非均衡誤差項v1t、#2t 0一定懸德定序到1(0) . 于是它們的任意線性組合也是穩(wěn)定的。例如(3)一定是1(0)序列由于vt象(2)中的n t 一樣，也是Z、X、丫、W 四個變量的線性組合，由此(3)也成為該四變 量的另一穩(wěn)定線性組合。(1, - OC0, - 1, - 0C 2 , - 3)對應(yīng)于(2)的協(xié)整向量，(1,- 3 0, - y 0, - 31,1 , - 丫1)對應(yīng) 于(3)式的協(xié)整向量。對于多變量的協(xié)整檢驗過程，基本與雙變量情形相同，即需檢驗變量是否具有同階單整性， 以及 是否存在穩(wěn)定的線性組合。在檢