关于计量经济学经典线性回归模型基本假定的思考

关于计量经济学经典线性回归模型基本假定的思考
关于计量经济学经典线性回归模型基本假定的思考

关于计量经济学经典线性回归模型基本假定的思考

在计量经济学建模实践中,研究者都力所能及的令所创建的模型满足经典线性回归模型的所有基本假定,因为只有这样,该模型的参数估计才具有一系列的优良统计性质,与之相关的各种假设检验才精确可靠,模型总体l来讲也才具有最佳的应用价值,否则,模型将或多或少存在着不足之处,使得其应用性能大打折扣。为什么计量经济学模型需要这些基本假定呢?这些假定又具有什么样的意义呢?对于这些最基本的问题,笔者将结合计量经济学的教学实践经验以及对该学科的理解,来对计量经济学经典线性回归模型的基本假定作出通俗的解释。

1.计量经济学模型需要完美性

辨证唯物主义告诉我们,不管是什么偶然的现象,其背后都有必然的规律性在起着支配作用,世界是偶然性与必然性的辩证统一。科学研究的目的,即是在诸多的偶然性现象中发现其不变的必然性,从而推动人类物质文明和精神文明的进步。

计量经济学的研究也不例外,其目的是为了在复杂多变的经济现象中发现其不变的本质,从而获得对特定经济系统的规律性认识,为经济发展与社会进步服务。计量经济学通过创建数学模型来揭示经济现象的数量规律,从而弥补了以逻辑推理和文字描述为主、缺乏定量分析的经济理论的不足。以研究商品需求为例,传统的经济学理论“需求定律”只能告诉我们商品需求与价格之间具有反向变动的关系,但无法告诉我们当价格变化一定量时,需求会随之变化多少量,而计量经济学的建模分析则能够把两者之间的定量关系估计出来,这种能力是其他经济学理论所不能替代的。

既然计量经济学建模分析的目的是通过创建适当的数学模型来揭示经济变量之间的数量规律性,那么计量经济学就必须首先要回答这样一个问题一一“我们到底需要一个什么样的计量经济学模型?”这个问题的答案是显而易见的,那就是,我们需要一个“尽可能完全揭示经济变量之间的数量规律性”

(以下称“第一大完美性特征”)并且“便于进行研究” (以下称“第二大完美性特征”)的计量经济学模型。这里的“便于进行研究”是指便于进行参数估计和假设检验,并且便于进行数学推导。很显然,具备这两大特征的计量经济学模型才是最完美的模型。尽管这种“完美模型”的第一大特征在现实中可能不会完全存在,但在理论上我们必须事先创建出一个完美的标准,以此来作为参照系,从而才能对现实模型作出优劣的比较、判断和修正,使之更好地揭示经济变量之间的规律性。

根据计量经济学的基本理论,我们不难发现,经典线性回归模型就是具备“尽可能完全揭示经济变量之间的数量规律性和“便于进行研究”这两大特征的完美模型。接下来,笔者将从“模型完美性”角度出发,对经典线性回归模型的基本假定(不含正态性假定)在两大完美特征方面对其作出通俗的解释。

2.与第一大完美性特征有关的基本假定

2.1假定:“线性回归模型是指对参数而言为线性的回归模型。” …根据该假定,因变量和解释变量以线性或非线性形式进入回归模型都是允许的,但参数必须要求在本质上是线性的。参数线性这一假定并不符合实际,因为从现实来讲,经济变量之间的关系在参数上往往不是线性的。既然如此,那为什么还要假定参数线性呢?原因在于,参数线性的模型可以很

方便地实现参数估计和假设检验,而参数非线性的模型在参数估计和假设检验上处理起来就困难得多。因此,参数线性这一假定显然是违背模型的“第一大完美性特征”的,其意义仅在于“便于进行研究”。

2.2假定:“随机干扰项的条件均值为零。”

为了简单起见,以双变量回归模型r . X+u为例来分析这一假定。一般来讲,我们把总体回归模型创建为.b.十b:X+u,随机干扰项甜从本质上来讲是代表所有随机因素的影响,从而因变量Y就可以分解为确定成分b.+b 和随机成分“。如果随机干扰项的条件均值不为零,则因变量的条件均值就不等于,础,X,从而.+b2 就不能完全代表模型的确定成分,或存在遗漏成分,或产生了冗余成分。另外,如果该假定得不到满足,则回归模型的最小二乘估计量将不具有无偏性质。很显然,计量经济学建模分析的目的是为了尽可能的揭示因变量的决定规律,因此完美的计量经济学模型应该保证b +b2X能够完全揭示因变量的确定性变化,并且使得其OLS估计量具有优良性质。所以,如果该假定得不到满足,模型就不完美,就不值得去追求。为了通俗地理解随机=r扰项零均值这一“完美特性”,我们可以打一个比方,如果把创建完美的计量经济学模型换成创建“完美人模型”,那么“完美人”也许应该满足这样的特征:虽然生活中存在着各式各样的随机干扰,但其对完美人的影响却为零,也就是说,完美的人没有丝毫烦恼。不管在现实中是否存在具有这种特征的所谓“完美人”,但至少在心理上我们是渴望没有烦恼的,这一点毋庸置疑,因为没有人会以追求烦恼作为目标。同样的道理,我们也不会把“随机干扰项的条件均值不为零”作为追求的目标。

2.3假定:“随机干扰项的条件方差恒定。”

从数学上可以证明,如果该假定得不到满足,则回归模型的最小二乘估计量将不再具有有效性。因此,该假定的满足使得回归模型在参数估计上具有完美的性质。直观地理解,该假定意味着当解释变量发生变化的时候,因变量的波动程度保持恒定。为了形象地理解该假定,我们还是用卜面提到过的“完美人模型”来打一个通俗的比方,完美的人应该具有这样的特征:无论环境条件(影响自我的各种因素)有何波澜起伏,完美人的心情都能够保持豁达淡然,宠辱不惊,真正做到“不以物喜不以己悲” 。

2.4假定:“随即干扰项之间不存在自相关性。”

通常来讲,该假定只在时间序列回归模型下才被考虑,其直观含义是:在任何一个时点上,回归模型的随机干扰项都与其他时点的随机干扰项无线性相关性。容易证明,如果随机干扰项存在自相关性,那么回归模型的最小二乘估计量将不再具有有效性。另一方面,如果随机干扰项存在自相关性,那么不同时点上的随机干扰项之间就存在着某种确定的线性关系,从而表明回归模型的确定部分不够充分,因此就必须对随机干扰项进行修正,把随机干扰项之间存在的确定关系剥离成为模型中新的确定成分,直到新的随机干扰项不再具有自相关性为止。为了形象地理解该假定,我们同样还是采用上文提及的“完美人模型”来打个比方。完美的人应该具有这样的特征:“不忆过去,不思未来,只活在当下。” 过去的事情已经过去了,苦苦追忆无法改变,未来的事情还没有到来,朝思暮想也无实质意义,只有不受过去和未来的牵绊,认真对待当下,才能获得真正的潇洒自在。

2.5假定:“随机干扰项与解释变量不相关。”

该假定对于同归模型完美性的意义也是很明显的,试想,如果该假定得不到满足,那么随机干扰项就存在着一个与解释变量相关的确定成分,那么回归模型原有的确定成分就不完美了,因为它遗漏了一部分在随机干扰项里面,因此,必须把这部分确定关系转移到回归模型的确定成分中去,直到新的随机干扰项不再与解释变量相关为止。

2.6假定:“正确地设定了回归模型。”

该假定从字眼上就能充分体现出模型完美性所要求的特征,其意义是显而易见的,因为只有“正确的设定”才是“完美的设定”,如果模型的函数设定是错误的,那么该模型就违背了

“尽可能完全揭示经济变量之间的数量规律性”这一特征。

3.与第二大完美性特征有关的基本假定

3.1假定:“在重复抽样中,解释变量的取值是固定的或非随机的。”

这一假定与现实未必吻合,因为在抽样的过程中,样本数据的抽取往往是随机的,我们并非把解释变量先固定为一系列值,然后再依次以这些固定取值为条件分别抽取若干样本数据。但是,我们可以把随机抽样的过程想象成是符合假定要求的。该假定的意义不在于“符合实际”还是“不符合实际”,其作用主要是为了研究的方便,因为在该假定下,最4'-乘估计量的统计性质比较容易推导。因此,该假定属于完美模型的第二大完美性特征。

3.2假定:“观测次数必须不小于待估计参数的个数。”

以双变量回归模型r b.+b2X+“为例,很容易证明,如果只有一个观测值,那么OLS估计量6,和6 将无法计算出来,必须至少具有组Y与x的观测值,才够对两个未知参数作出估计。该假定跟模型本身的设定无关,不是“第一大完美性特征”所要求的,仅仅是为了保证模型的参数能够顺利得以估计,因此属于模型的“第二大完美性特征” 。

3.3假定:“解释变量的取值要有变异性。”

该假定一方面是为j,模型参数的估计量能够得以计算,另一方面是为了提高参数估计的精度。道理很简单,首先,如果解释变量完全相同,那么参数将无法估计,其次,如果解释变量的取值缺乏变异性,则参数估计量的标准误将变得很大,估计的精度将大打折扣。解释变量完全相同的情形通常不会出现,而解释变量的取值缺乏变异性的情形则需要尽可能的改善,?句话,应该尽可能让解释变量的样本取值具有较大的变异,简言之,“变量必须在变”。关于这一点,我们同样可以打个比方来加以理解:比如我们要评价或估计一个人的性格和行为规律,必然要对他进行足够的观察之后才能下结论,观察的次数越多,时间跨度越长,判断往往就越准确,所谓“路遥知马力,日久见人心”,解释变量的取值要有变异性也是同样的道理。

3.4假定:“解释变量之问没有完全的多重共线性。”

很容易证明,完全的多重共线性将导致模型的参数估计是不确定的,并且标准误将为无穷大。但是,通常来讲,现实中完全的多重共线性是一种极端的情形,一般不会出现,而程度不同的“近似多重共线性”才是普遍现象,因此,高度的多重共线性才是计量经济学所关注的问题。值得注意的是,近似多重共线性并不影响最d'-乘估计量的BLUE性质,只是影响了参数估计的精确度。另外,在现实中,样本数据上呈现出来的近似多重共线性是一个无法避免的问题,用布兰查德的话来讲,“多重共线性是上帝的意志,而不是OLS或其他一般性统计方法的问题。”因此,该假定的意义首先在于保证参数能够得以顺利估计,其次是向我们昭示了高度多重共线性的严重后果——参数估计的精确度将大打折扣。

4.结束语

计量经济学作为一门经济学学科,旨在探索经济变量之间存在的数量规律性,因此,在理论上,计量经济学模型必须具有这样的完美特性——也就是要能够把因变量的确定成分完全揭示出来,把剩下不能够解释的纯随机部分交给随机干扰项去表示,同时对随机干扰项的概率分布有着确定的认识,并且最终能够实现模型的参数估计和假设检验。虽然现实中找不到满足经典线性回归模型所有基本假定的模型,但作为理论上和实践中追求的目标,我们有必要假定这样一个标准的模型,以此来作为参照系,从而才能对现实模型作出优劣的比较、判断和修正,使之更好地揭示经济变量之间的规律性。

多元线性回归模型的案例分析

1. 表1列出了某地区家庭人均鸡肉年消费量Y 与家庭月平均收入X ,鸡肉价格P 1,猪肉价格P 2与牛肉价格P 3的相关数据。 年份 Y/千 克 X/ 元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/千克) 年份 Y/千克 X/元 P 1/(元/ 千克) P 2/(元/ 千克) P 3/(元/千克) 1980 2.78 397 4.22 5.07 7.83 1992 4.18 911 3.97 7.91 11.40 1981 2.99 413 3.81 5.20 7.92 1993 4.04 931 5.21 9.54 12.41 1982 2.98 439 4.03 5.40 7.92 1994 4.07 1021 4.89 9.42 12.76 1983 3.08 459 3.95 5.53 7.92 1995 4.01 1165 5.83 12.35 14.29 1984 3.12 492 3.73 5.47 7.74 1996 4.27 1349 5.79 12.99 14.36 1985 3.33 528 3.81 6.37 8.02 1997 4.41 1449 5.67 11.76 13.92 1986 3.56 560 3.93 6.98 8.04 1998 4.67 1575 6.37 13.09 16.55 1987 3.64 624 3.78 6.59 8.39 1999 5.06 1759 6.16 12.98 20.33 1988 3.67 666 3.84 6.45 8.55 2000 5.01 1994 5.89 12.80 21.96 1989 3.84 717 4.01 7.00 9.37 2001 5.17 2258 6.64 14.10 22.16 1990 4.04 768 3.86 7.32 10.61 2002 5.29 2478 7.04 16.82 23.26 1991 4.03 843 3.98 6.78 10.48 (1) 求出该地区关于家庭鸡肉消费需求的如下模型: 01213243ln ln ln ln ln Y X P P P u βββββ=+++++ (2) 请分析,鸡肉的家庭消费需求是否受猪肉及牛肉价格的影响。 先做回归分析,过程如下: 输出结果如下:

经典线性回归模型

2 经典线性回归模型 §2.1 概念与记号 1.线性回归模型是用来描述一个特定变量y 与其它一些变量x 1,…,x p 之间的关系。 2. 称特定变量y 为因变量 (dependent variable )、 被解释变量 (explained variable )、 响应变量(response variable )、被预测变量(predicted variable )、回归子 (regressand )。 3.称与特定变量相关的其它一些变量x 1,…,x p 为自变量(independent variable )、 解释变量(explanatory variable )、控制变量(control variable )、预测变量 (predictor variable )、回归量(regressor )、协变量(covariate )。 4.假定我们观测到上述这些变量的n 组值:( ) ip i i x x y , , , 1 L (i=1,…,n)。称 这n 组值为样本(sample )或数据(data )。 §2.2 经典线性回归模型的假定 假定 2.1(线性性(linearity)) i ip p i i x x y e b b b + + + + = L 1 1 0 (i=1,…,n)。 (2.1) 称方程(2.1)为因变量y 对自变量x 1,…,x p 的线性回归方程(linear regression equation ),其中 ( ) p , k k , , 1 0 L = b 是待估的未知参数(unknown parameters ), ( ) n i i , , 1 L = e 是满足一定限制条件的无法观测的误差项(unobserved error term ) 。称自 变量的函数 ip p i x x b b b + + + L 1 1 0 为回归函数(regression function )或简称为回归 (regression )。称 0 b 为回归的截距(ntercept),称 ( ) p k k , , 1 L = b 为自变量的回归系数 (regression coefficients ) 。某个自变量的回归系数表示在其它条件保持不变的情况下,

一元线性回归模型案例分析

一元线性回归模型案例分析 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时,还应看到全国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。例如,2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为6029.88元, 最低的黑龙江省仅为人均4462.08元,最高的上海市达人均10464元,上海是黑龙江的2.35倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费,由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y 选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异,并不是城市居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表2.5的数据: 表2.52002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

经典单方程计量经济学模型多元线性回归模型

第三章、经典单方程计量经济学模型:多元线性回归模型 一、内容提要 本章将一元回归模型拓展到了多元回归模型,其基本的建模思想与建模方法与一元的情形相同。主要内容仍然包括模型的基本假定、模型的估计、模型的检验以及模型在预测方面的应用等方面。只不过为了多元建模的需要,在基本假设方面以及检验方面有所扩充。 本章仍重点介绍了多元线性回归模型的基本假设、估计方法以及检验程序。与一元回归分析相比,多元回归分析的基本假设中引入了多个解释变量间不存在(完全)多重共线性这一假设;在检验部分,一方面引入了修正的可决系数,另一方面引入了对多个解释变量是否对被解释变量有显著线性影响关系的联合性F检验,并讨论了F检验与拟合优度检验的内在联系。 本章的另一个重点是将线性回归模型拓展到非线性回归模型,主要学习非线性模型如何转化为线性回归模型的常见类型与方法。这里需要注意各回归参数的具体经济含义。 本章第三个学习重点是关于模型的约束性检验问题,包括参数的线性约束与非线性约束检验。参数的线性约束检验包括对参数线性约束的检验、对模型增加或减少解释变量的检验以及参数的稳定性检验三方面的内容,其中参数稳定性检验又包括邹氏参数稳定性检验与邹氏预测检验两种类型的检验。检验都是以F检验为主要检验工具,以受约束模型与无约束模型是否有显著差异为检验基点。参数的非线性约束检验主要包括最大似然比检验、沃尔德检验与拉格朗日乘数检验。它们仍以估计无约束模型与受约束模型为基础,但以最大似然 χ分布为检验统计原理进行估计,且都适用于大样本情形,都以约束条件个数为自由度的2 量的分布特征。非线性约束检验中的拉格朗日乘数检验在后面的章节中多次使用。 二、典型例题分析 例1.某地区通过一个样本容量为722的调查数据得到劳动力受教育的一个回归方程为36 .0 . + = - 10+ 094 medu fedu .0 sibs edu210 131 .0 R2=0.214 式中,edu为劳动力受教育年数,sibs为该劳动力家庭中兄弟姐妹的个数,medu与fedu分别为母亲与父亲受到教育的年数。问

多元线性回归模型案例分析

多元线性回归模型案例分析 ——中国人口自然增长分析一·研究目的要求 中国从1971年开始全面开展了计划生育,使中国总和生育率很快从1970年的降到1980年,接近世代更替水平。此后,人口自然增长率(即人口的生育率)很大程度上与经济的发展等各方面的因素相联系,与经济生活息息相关,为了研究此后影响中国人口自然增长的主要原因,分析全国人口增长规律,与猜测中国未来的增长趋势,需要建立计量经济学模型。 影响中国人口自然增长率的因素有很多,但据分析主要因素可能有:(1)从宏观经济上看,经济整体增长是人口自然增长的基本源泉;(2)居民消费水平,它的高低可能会间接影响人口增长率。(3)文化程度,由于教育年限的高低,相应会转变人的传统观念,可能会间接影响人口自然增长率(4)人口分布,非农业与农业人口的比率也会对人口增长率有相应的影响。 二·模型设定 为了全面反映中国“人口自然增长率”的全貌,选择人口增长率作为被解释变量,以反映中国人口的增长;选择“国名收入”及“人均GDP”作为经济整体增长的代表;选择“居民消费价格指数增长率”作为居民消费水平的代表。暂不考虑文化程度及人口分布的影响。 从《中国统计年鉴》收集到以下数据(见表1): 表1 中国人口增长率及相关数据

, 设定的线性回归模型为: 1222334t t t t t Y X X X u ββββ=++++ 三、估计参数 利用EViews 估计模型的参数,方法是: 1、建立工作文件:启动EViews ,点击File\New\Workfile ,在对 话框“Workfile Range ”。在“Workfile frequency ”中选择“Annual ” (年 年份 @ 人口自然增长率 (%。) 国民总收入 (亿元) 居民消费价格指数增长 率(CPI )% 人均GDP (元) 1988 15037 1366 1989 … 17001 18 1519 1990 18718 1644 1991 【 21826 1893 1992 26937 2311 1993 . 35260 2998 1994 48108 4044 1995 — 59811 5046 1996 70142 5846 1997 ~ 78061 6420 1998 83024 6796 1999 【 88479 7159 2000 98000 7858 2001 [ 108068 8622 2002 119096 9398 2003 : 135174 10542 2004 159587 12336 2005 、 184089 14040 2006 213132 16024

经典线性回归模型的诊断与修正

经典线性回归模型的诊断与修正下表为最近20年我国全社会固定资产投资与GDP的统计数据:1 年份国内生产总值(亿元)GDP 全社会固定资产投资(亿元)PI 1996 71813.6 22913.5 1997 79715 24941.1 1998 85195.5 28406.2 1999 90564.4 29854.7 2000 100280.1 32917.7 2001 110863.1 37213.49 2002 121717.4 43499.91 2003 137422 55566.61 2004 161840.2 70477.43 2005 187318.9 88773.61 2006 219438.5 109998.16 2007 270232.3 137323.94 2008 319515.5 172828.4 2009 349081.4 224598.77 2010 413030.3 251683.77 2011 489300.6 311485.13 2012 540367.4 374694.74 2013 595244.4 446294.09 1数据来源于国家统计局网站年度数据

1、普通最小二乘法回归结果如下: 方程初步估计为: GDP=75906.54+1.1754PI (32.351) R2=0.9822F=1046.599 DW=0.3653 2、异方差的检验与修正 首先,用图示检验法,生成残差平方和与解释变量PI的散点图如下:

从上图可以看出,残差平方和与解释变量的散点图主要分布在图形的下半部分,有随PI的变动增大的趋势,因此,模型可能存在异方差。但是否确定存在异方差,还需作进一步的验证。 G-Q检验如下: 去除序列中间约1/4的部分后,1996-2003年的OLS估计结果如下所示:

案例分析 一元线性回归模型

案例分析报告 (2014——2015学年第一学期) 课程名称:预测与决策 专业班级:电子商务1202 学号: 2204120202 学生姓名:陈维维 2014 年 11月 案例分析(一元线性回归模型) 我国城镇居民家庭人均消费支出预测 一、研究目的与要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用,居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。例如,2008年全国城镇居民家庭平均每人每年消费支出为11242.85元,?最低的青海省仅为人均8192.56元,最高的上海市达人均19397.89元,上海是黑龙江的2.37倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定?

我研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城镇居民消费和农村居民消费,由于各地区的城镇与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城镇居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。 所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城镇居民消费的差异,并不是城镇居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城镇居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2008年截面数据模型。影响各地区城镇居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。 为了与“城镇居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 以下是2008年各地区城镇居民人均年消费支出和可支配收入表

现代计量经济学模型体系解析

#学术探讨# 现代计量经济学模型体系解析* 李子奈刘亚清 内容提要:本文对现代计量经济学模型体系进行了系统的解析,指出了现代计量经济学的各个分支是以问题为导向,在经典计量经济学模型理论的基础上,发展成为相对独立的模型理论体系,包括基于研究对象和数据特征而发展的微观计量经济学、基于充分利用数据信息而发展的面板数据计量经济学、基于计量经济学模型的数学基础而发展的现代时间序列计量经济学、基于非设定的模型结构而发展的非参数计量经济学,并对每个分支进行了扼要的描述。最后在/交叉与综合0的方向上提出了现代计量经济学模型理论的研究前沿领域。 关键词:经典计量经济学时间序列计量经济学微观计量经济学 一、引言 计量经济学自20世纪20年代末30年代初诞生以来,已经形成了十分丰富的内容体系。一般认为,可以以20世纪70年代为界将计量经济学分为经典计量经济学(Classical Econometrics)和现代计量经济学(Mo dern Eco no metr ics),而现代计量经济学又可以分为四个分支:时间序列计量经济学(Tim e Ser ies Econo metrics)、微观计量经济学(M-i cro-econometrics)、非参数计量经济学(Nonpara-m etric Econometrics)以及面板数据计量经济学(Panel Data Eco nom etrics)。这些分支作为独立的课程已经被列入经济学研究生的课程表,独立的教科书也已陆续出版,应用研究已十分广泛,标志着它们作为计量经济学的分支学科已经成熟。 据此提出三个问题:一是经典计量经济学的地位问题。既然现代计量经济学模型体系已经成熟,而且它们都是在经典模型理论的基础上发展的,那么经典模型还有应用价值吗?是不是凡是采用经典模型的研究都是低水平和落后的?二是现代计量经济学的各个分支的发展导向问题。即它们是如何发展起来的?三是现代计量经济学进一步创新和发展的基点在哪里?回答这些问题,对于正确理解计量经济学的学科体系,对于计量经济学的课程设计和教学内容安排,对于正确评价计量经济学理论和应用研究的水平,对于进一步推动中国的计量经济学理论研究,都是十分有益的。 现代计量经济学的各个分支是以问题为导向,以经典计量经济学模型理论为基础而发展起来的。所谓/问题0,包括研究对象和表征研究对象状态和变化的数据。研究对象不同,表征研究对象状态和变化的数据具有不同的特征,用以进行经验实证研究的计量经济学模型既然不同,已有的模型理论方法不适用了,就需要发展新的模型理论方法。按照这个思路,就可以用图1简单地描述经典计量经济学模型与现代计量经济学模型各个分支之间的关系。 本文试图从方法论的角度对现代计量经济学模型的发展,特别是现代计量经济学模型与经典计量经济学模型之间的关系进行较为系统的讨论,以期对未来我国计量经济学的发展研究提供借鉴和启示。本文的内容安排如下:首先分析经典计量经济学模型的基础地位,明确它在现代的应用价值,同时对发生于20世纪70年代的/卢卡斯批判0的实质进行讨论;然后依次讨论时间序列计量经济学、微观计量经济学、非参数计量经济学以及面板数据计量经济学的发展,回答它们是以什么问题为导向,以什么为目的而发展的;最后以/现代计量经济学模型体系的分解与综合0为题,讨论现代计量经济学的前沿研究领域以及从对我国计量经济学理论的创新和发展 ) 22 ) *本文受国家社会科学基金重点项目(08AJY001,计量经济学模型方法论基础研究)的资助。

计量经济学判断题 )

1. 总离差平方和可分解为回归平方和与残差平方和。( 对 ) 2. 整个多元回归模型在统计上是显着的意味着模型中任何一个单独的解释变量均是统计显着的。( 错 ) 3. 多重共线性只有在多元线性回归中才可能发生。( 对 ) 4. 通过作解释变量对时间的散点图可大致判断是否存在自相关。( 错 ) 5. 在计量回归中,如果估计量的方差有偏,则可推断模型应该存在异方差( 错 ) 6. 存在异方差时,可以用广义差分法来进行补救。( 错 ) 7. 当经典假设不满足时,普通最小二乘估计一定不是最优线性无偏估计量。( 错 ) 8. 判定系数检验中,回归平方和占的比重越大,判定系数也越大。( 对 ) 9. 可以作残差对某个解释变量的散点图来大致判断是否存在自相关。( 错 )做残差 ) n 5、经典线性回归模型(CLRM )中的干扰项不服从正态分布的,OLS 估计量将有偏的。错,,即使经典线性回归模型(CLRM )中的干扰项不服从正态分布的,OLS 估计量仍然是无偏的。 因为222)()?(βμββ=+=∑i i K E E ,该表达式成立与否与正态性无关。 1、在简单线性回归中可决系数2R 与斜率系数的t 检验的没有关系。错误,在简单线性回归 中,由于解释变量只有一个,当t 检验显示解释变量的影响显着时,必然会有该回归模型的可决系数大,拟合优度高。 2、异方差性、自相关性都是随机误差现象,但两者是有区别的。正确,异方差的出现总是与模型中某个解释变量的变化有关。自相关性是各回归模型的随机误差项之间具有相关关

系。3、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型,引入虚拟变量的个数与模型有无截距项无关。错误,模型有截距项时,如果被考察的定性因素有m个相互排斥属性,则模型中引入m-1个虚拟变量,否则会陷入“虚拟变量陷阱”;模型无截距项时,若被考察的定性因素有m个相互排斥属性,可以引入m个虚拟变量,这时不会出现多重共线性。 4、满足阶条件的方程一定可以识别。错误,阶条件只是一个必要条件,即满足阶条件的的方程也可能是不可识别的。 5、库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是不同的。错误,库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是相同的,其最终形式都是一阶自回归模型。2、多重共线性问题是随机扰动项违背古典假定引起的。错误,应该是解释变量之间高度相关引起的. (3) 线性回归模型意味着因变量是自变量的线性函数。(错) (4) 在线性回归模型中,解释变量是原因,被解释变量是结果。(对) 1、虚拟变量的取值只能取0或1(对) 2、通过引入虚拟变量,可以对模型的参数变化进行检验(对) 1、简单线性回归模型与多元线性回归模型的基本假定是相同的。错 在多元线性回归模型里除了对随机误差项提出假定外,还对解释变量之间提 出无多重共线性的假定。 2、在模型中引入解释变量的多个滞后项容易产生多重共线性。对 在分布滞后模型里多引进解释变量的滞后项,由于变量的经济意义一样,只

多元线性回归模型案例

我国农民收入影响因素的回归分析 本文力图应用适当的多元线性回归模型,对有关农民收入的历史数据和现状进行分析,探讨影响农民收入的主要因素,并在此基础上对如何增加农民收入提出相应的政策建议。?农民收入水平的度量常采用人均纯收入指标。影响农民收入增长的因素是多方面的,既有结构性矛盾因素,又有体制性障碍因素。但可以归纳为以下几个方面:一是农产品收购价格水平。二是农业剩余劳动力转移水平。三是城市化、工业化水平。四是农业产业结构状况。五是农业投入水平。考虑到复杂性和可行性,所以对农业投入与农民收入,本文暂不作讨论。因此,以全国为例,把农民收入与各影响因素关系进行线性回归分析,并建立数学模型。 一、计量经济模型分析 (一)、数据搜集 根据以上分析,我们在影响农民收入因素中引入7个解释变量。即:2x -财政用于农业的支出的比重,3x -第二、三产业从业人数占全社会从业人数的比重,4x -非农村人口比重,5x -乡村从业人员占农村人口的比重,6x -农业总产值占农林牧总产值的比重,7x -农作物播种面积,8x —农村用电量。

资料来源《中国统计年鉴2006》。 (二)、计量经济学模型建立 我们设定模型为下面所示的形式: 利用Eviews 软件进行最小二乘估计,估计结果如下表所示: DependentVariable:Y Method:LeastSquares Sample: Includedobservations:19 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C X1 X3 X4 X5 X6 X7 X8 R-squared Meandependentvar AdjustedR-squared 表1最小二乘估计结果 回归分析报告为: () ()()()()()()()()()()()()()()() 2345678 2? -1102.373-6.6354X +18.2294X +2.4300X -16.2374X -2.1552X +0.0100X +0.0634X 375.83 3.7813 2.066618.37034 5.8941 2.77080.002330.02128 -2.933 1.7558.820900.20316 2.7550.778 4.27881 2.97930.99582i Y SE t R ===---=230.99316519 1.99327374.66 R Df DW F ====二、计量经济学检验 (一)、多重共线性的检验及修正 ①、检验多重共线性 (a)、直观法 从“表1最小二乘估计结果”中可以看出,虽然模型的整体拟合的很好,但是x4x6

计量经济学多元线性回归模型

多元线性回归模型 一.概述 当今农村农民人均纯收入与多个因素存在着紧密的联系,例如人均工资收入,人均农林牧渔产值人均生产费用支出,人均转移性和财产性收入等。本次将以安徽1995-2009年农村居民纯收入与人均工资收入,人均生产费用支出,人均转移性和财产性收入等因素的数据,通过建立计量经济模型来分析上述变量之间的关系,强调农村居民生活的重要性,从而促进全国经济的发展。 二、模型构建过程 ⒈变量的定义 被解释变量:农民人均纯收入y 解释变量:人均工资收入x1, 人均农林牧渔产值x2 人均生产费用支出x3 人均转移性和财产性收入x4。 建立计量经济模型:解释农民人均纯收入与人均工资收入,人均生产费用支出,人均转移性和财产性收入的关系 ⒉模型的数学形式 设定农民人均纯收入与五个解释变量相关关系模型,样本回归模型为: ∧Y i=∧ β + ∧ β 1 X i1+∧β 2 X i2+∧β 3 X i3+∧β 4 X i4+e i ⒊数据的收集 该模型的构建过程中共有四个变量,分别是中国从1995-2009年人均工资收入,人均农林牧渔产值人均生产费用支出,人均转移性和财产性收入,因此为时间序列数据,最后一个即2009年的数据作为预测对比数据,收集的数据如下所示: ⒋用OLS法估计模型 回归结果,散点图分别如下:

Y?=33.632+0.659X1+0.59X2-0.274X3+0.152X4 i d.f.=10 ,R2=0.997116 , Se=(186.261) (0.1815 (0.1245) (0.2037) (0.5699) t=(0.1805) (3.632) (4.741) (-1.347) (2.674) 三、模型的检验及结果的解释、评价

SPSS线性回归分析案例

回归分析 实验内容:基于居民消费性支出与居民可支配收入的简单线性回归分析 【研究目的】 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。影响各地区居民消费支出的因素很多,例如居民的收入水平、商品价格水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、社会保障制度、风俗习惯等等。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的经济模型去研究。 【模型设定】 : 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,现选用城镇居民消费进行比较。模型中被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。从理论和经验分析,影响居民消费水平的最主要因素是居民的可支配收入,故可以选用“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X,选取2010年截面数据。 1、实验数据 表1: —

2010年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

| 数据来源:《中国统计年鉴》2010年 2、实验过程 作城市居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)的散点图,如图1:

表2 模型汇总b — 模型 R R方调整R方标准估计的误差 - 1 .965a.932.930 ~ a.预测变量:(常量),可支配收入X(元)。 b.因变量:消费性支出Y(元) 表3 相关性 、 消费性支出Y (元) 可支配收入X(元) Pearson相关 性消费性支出Y(元)& .965 ! 从散点图可以看出居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)大体呈现为线性关系,所以建立如下线性模型:Y=a+bX

一元线性回归模型习题及答案

一元线性回归模型 一、单项选择题 1、变量之间的关系可以分为两大类__________。A A 函数关系与相关关系 B 线性相关关系和非线性相关关系 C 正相关关系和负相关关系 D 简单相关关系和复杂相关关系 2、相关关系是指__________。D A 变量间的非独立关系 B 变量间的因果关系 C 变量间的函数关系 D 变量间不确定性的依存关系 3、进行相关分析时的两个变量__________。A A 都是随机变量 B 都不是随机变量 C 一个是随机变量,一个不是随机变量 D 随机的或非随机都可以 4、表示x 和y 之间真实线性关系的是__________。C A 01???t t Y X ββ=+ B 01()t t E Y X ββ=+ C 01t t t Y X u ββ=++ D 01t t Y X ββ=+ 5、参数β的估计量?β 具备有效性是指__________。B A ?var ()=0β B ?var ()β为最小 C ?()0β β-= D ?()ββ-为最小 6、对于01??i i i Y X e ββ=++,以σ?表示估计标准误差,Y ?表示回归值,则__________。B A i i ??0Y Y 0σ∑ =时,(-)= B 2 i i ??0Y Y σ∑=时,(-)=0 C i i ??0Y Y σ∑=时,(-)为最小 D 2 i i ??0Y Y σ∑=时,(-)为最小 7、设样本回归模型为i 01i i ??Y =X +e ββ+,则普通最小二乘法确定的i ?β的公式中,错误的是__________。D A ()()()i i 1 2 i X X Y -Y ?X X β--∑∑= B ()i i i i 1 2 2 i i n X Y -X Y ?n X -X β∑∑∑∑∑= C i i 1 2 2 i X Y -nXY ?X -nX β∑∑ = D i i i i 1 2 x n X Y -X Y ?βσ ∑∑∑= 8、对于i 01i i ??Y =X +e ββ+,以 ?σ表示估计标准误差,r 表示相关系数,则有__________。D A ?0r=1σ =时, B ?0r=-1σ =时, C ?0r=0σ =时, D ?0r=1r=-1σ =时,或 9、产量(X ,台)与单位产品成本(Y ,元/台)之间的回归方程为?Y 356 1.5X -=,这说明__________。D

计量经济学简答题(经典)

1 ?什么是计量经济学?它与经济学、统计学和数学的关系怎样?答:1、计量经济学是一门运用经济理论和统计技术来分析经济数据的科学和艺术,它以经济理论为指导,以客观事实为依据,运用数学、统计学的方法和计算机技术,研究带有随机影响的经济变量之间的数量关系和规律。2、经济理论、数学和统计学知识是在计量经济学这一领域进行研究的必要前提,这三者中的每一个对于真正理解现代经济生活中的数量关系是必要的,但不充分,只有结合在一起才行。 2计量经济学三个要素是什么? 经济理论、经济数据和统计方法。 3. 计量经济学模型的检验包括哪几个方面?其具体含义是什么? 答:(1)经济意义检验,即根据拟定的符号、大小、关系,对参数估计结果的可靠性进行判断(2)统计检验,由数理统计理论决定。包括:拟合优度检验、总体显着性检验。(3)计量经济学检验,由计量经济学理论决定。包括:异方差性检验、序列相关性检验、多重共线性检验。(4)模型预测检验,由模型应用要求决定。包括:稳定性检验:扩大样本重新估计;预测性能检验:对样本外一点进行实际预测。 4. 计量经济学方法与一般经济数学方法有什么区别? 答:计量经济学揭示经济活动中各因素之间的定量关系,用随机性的数学方程加以描述;一般经济数学方法揭示经济活动中各因素之间的理论关系,用确定性的数学方程加以描述。 5. 计量经济学模型研究的经济关系有那两个基本特征? 答:一是随机关系,二是因果关系J - . ' /■ 6. 计量经济学研究的对象和核心内容是什么? 答:计量经济学的研究对象是经济现象,是研究经济现象中的具体数量规律。计量经济学的核心内容包括两个方面:一是方法论,即计量经济学方法或者理论计量经济学。二是应用,即应用计量经济学。 无论是理论计量经济学还是应用计量经济学,都包括理论、方法和数据三种要素。 7. 计量经济学中应用的数据类型怎样?举例解释其中三种数据类型的结构。 答:计量经济模型:WAGE二f(EDU,EXP,GEND,山 1)时间序列数据是按时间周期收集的数据,如年度或季度的国民生产总值。 2)横截面数据是在同一时间点手机的不同个体的数据。如世界各国某年国民生产总值。 3)混合数据是兼有时间序列和横截面成分的数据,女口 1985 —2010世界各国GDP数据。 8. 建立与应用计量经济学模型的主要步骤有哪些? (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. 用OLS建立多元线性回归模型,有哪些基本假设? 1、回归模型是线性的,模型设定无误且含有误差项 2、误差项总体均值为零 3、所有解释变量与误差 项都不相关4、误差项互不相关(不存在序列相关性)5、误差项具有同方差6、任何一个解释变量都不是其他解释变量的完全线性函数7、误差项服从正态分布。 10. 随机误差项包含哪些因素影响? 在解释变量中被忽略的因素的影响(影响不显着的因素、未知的影响因素、无法获得数据的因素);变量观测值的观测误差的影响;模型关系的设定误差的影响;其它随机因素的影响。 11. 为什么要计算调整后的可决系数? 在应用过程中发现,如果在模型中增加一个解释变量,?往往增大。这是因为残差平方和往往随着解 释变量的增加而减少,至少不会增加。这就给人一个错觉:要使得模型拟合得好,只要增加解释变量即可。但是,现实情况往往是,由增加解释变量个数引起的的增大与拟合好坏无关,需调整。 =0.89表示被解释变量Y的变异性的89%能用估计的回归方程解释。 12. 叙述多重共线性的概念、后果和补救措施。 概念:如果两个或多于两个解释变量之间出现了相关性,则称模型存在多重共线性。 后果:1、估计量仍然是无偏的2、参数估计量的方差和标准差增大3、置信区间变宽4、t统计量会变 小5、估计量对模型设定的变化及其敏感6、对方程的整体拟合程度几乎没有影响7、回归系数符号

计量经济学回归模型实验报告

回归模型分析报告 背景意义: 教育是立国之本,强国之基。随着改革开放的进行、经济的快速发展和人们生活水平的逐步提高,“教育”越来越受到人们的重视。一方面,人均国内生产总值的增加与教育经费收入的增加有着某种联系,而人口的增长也必定会对教育经费收入产生影响。本报告将从这两个方面进行分析。 我国1991年~2013年的教育经费收入、人均国内生产总值指数、年末城镇人口数的统计资料如下表所示。试建立教育经费收入Y关于人均国内生产总值指数X1和年末城镇人口数X2的回归模型,并进行回归分析。 年份教育经费收入 Y(亿元) 人均国内生产总值指数 X1(1978年=100) 年末城镇人口数 X2(万人) 199131203 199232175 199333173 199434169 199535174 199637304 199739449 199841608 199943748 200045906 200148064 200250212 200352376 200454283 200556212 200658288 200760633 200862403 200964512 201066978 201169079 201271182 201373111 资料来源:中经网统计数据库。 根据经济理论和对实际情况的分析可以知道,教育经费收入Y依赖于人均国内生产总值指数X1和年末城镇人口数X2的变化,因此我们设定回归模型为 Y Y=Y0+Y1Y1Y+Y2Y2Y+Y Y 应用EViews的最小二乘法程序,输出结果如下表 Y?Y=5058.835+28.7491Y1Y?0.3982Y2Y

R2= Y???2= F= 异方差的检验 1.Goldfeld-Quandt检验 X1和X2的样本观测值均已按照升序排列,去掉中间X1和X2各5个观测值,用第一个子样本回归: Y?Y=?3510.668+5.9096Y1Y+0.0839Y2Y SSE1= 用第二个子样本回归: Y?Y=178636.6+107.5861Y1Y?4.7488Y2Y SSE2=6602898 H0=u t具有同方差, H1=u t具有递增型异方差 构造F统计量。F=SSE2 SSE1=6602898 45633.64 =>(9,9) = 所以拒绝原假设,计量模型的随机误差项存在异方差 2.White检验 因为模型中含有两个解释变量,辅助回归式一般形式如下 Y?Y2=Y0+Y1Y Y1+Y2Y Y2+Y3Y Y12+Y4Y Y22+Y5Y Y1Y Y2+Y Y 辅助回归式估计结果如下 Y?Y2=??40478.23Y Y1+1067.432Y Y2?18.9196Y Y12?0.0202Y Y22 +1.3633Y Y1Y Y2 因为TR2=>Y0.12 (5)= 该回归模型中存在异方差 3.克服异方差 以1/X1做加权最小二乘估计,

多元线性回归模型的案例讲解

多元线性回归模型的案 例讲解 Document number:NOCG-YUNOO-BUYTT-UU986-1986UT

1. 表1列出了某地区家庭人均鸡肉年消费量Y 与家庭月平均收入X ,鸡肉价格P 1,猪肉价格P 2与牛肉价格P 3的相关数据。 年份 Y/ 千克 X/元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/千克) 年份 Y/ 千克 X/元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/ 千克) 1980 397 1992 911 1981 413 1993 931 1982 439 1994 1021 1983 459 1995 1165 1984 492 1996 1349 1985 528 1997 1449 1986 560 1998 1575 1987 624 1999 1759 1988 666 2000 1994 1989 717 2001 2258 1990 768 2002 2478 1991 843 (1) 求出该地区关于家庭鸡肉消费需求的如下模型: 01213243ln ln ln ln ln Y X P P P u βββββ=+++++ (2) 请分析,鸡肉的家庭消费需求是否受猪肉及牛肉价格的影响。 先做回归分析,过程如下: 输出结果如下:

所以,回归方程为: 123ln 0.73150.3463ln 0.5021ln 0.1469ln 0.0872ln Y X P P P =-+-++ 由上述回归结果可以知道,鸡肉消费需求受家庭收入水平和鸡肉价格的影响,而牛肉价格和猪肉价格对鸡肉消费需求的影响并不显着。 验证猪肉价格和鸡肉价格是否有影响,可以通过赤池准则(AIC )和施瓦茨准则(SC )。若AIC 值或SC 值增加了,就应该去掉该解释变量。 去掉猪肉价格P 2与牛肉价格P 3重新进行回归分析,结果如下: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C LOG(X) LOG(P1) R-squared ????Mean dependent var Adjusted R-squared ????. dependent var . of regression ????Akaike info criterion Sum squared resid ????Schwarz criterion Log likelihood ????F-statistic Durbin-Watson stat ????Prob(F-statistic)

第五章--经典单方程计量经济学模型:专门问题.doc

第五章经典单方程计量经济学模型:专门问题 一、内容提要 本章主要讨论了经典单方程回归模型的几个专门题。 第一个专题是虚拟解释变量问题。虚拟变量将经济现象中的一些定性因素引入到可以进行定量分析的回归模型,拓展了回归模型的功能。本专题的重点是如何引入不同类型的虚拟变量来解决相关的定性因素影响的分析问题,主要介绍了引入虚拟变量的加法方式、乘法方式以及二者的组合方式。在引入虚拟变量时有两点需要注意,一是明确虚拟变量的对比基准,二是避免出现“虚拟变量陷阱”。 第二个专题是滞后变量问题。滞后变量包括滞后解释变量与滞后被解释变量,根据模型中所包含滞后变量的类别又可将模型划分为自回归分布滞后模型与分布滞后模型、自回归模型等三类。本专题重点阐述了产生滞后效应的原因、分布滞后模型估计时遇到的主要困难、分布滞后模型的修正估计方法以及自回归模型的估计方法。如对分布滞后模型可采用经验加权法、Almon多项式法、Koyck方法来减少滞项的数目以使估计变得更为可行。而对自回归模型,则根据作为解释变量的滞后被解释变量与模型随机扰动项的相关性的不同,采用工具变量法或OLS法进行估计。由于滞后变量的引入,回归模型可将静态分析动态化,因此,可通过模型参数来分析解释变量对被解释变量影响的短期乘数和长期乘数。 第三个专题是模型设定偏误问题。主要讨论当放宽“模型的设定是正确的”这一基本假定后所产生的问题及如何解决这些问题。模型设定偏误的类型包括解释变量选取偏误与模型函数形式选取取偏误两种类型,前者又可分为漏选相关变量与多选无关变量两种情况。在漏选相关变量的情况下,OLS估计量在小样本下有偏,在大样本下非一致;当多选了无关变量时,OLS估计量是无偏且一致的,但却是无效的;而当函数形式选取有问题时,OLS估计量的偏误是全方位的,不仅有偏、非一致、无效率,而且参数的经济含义也发生了改变。在模型设定的检验方面,检验是否含有无关变量,可用传统的t检验与F检验进行;检验是否遗漏了相关变量或函数模型选取有错误,则通常用一般性设定偏误检验(RESET检验)进行。本专题最后介绍了一个关于选取线性模型还是双对数线性模型的一个实用方法。 第四个专题是关于建模一般方法论的问题。重点讨论了传统建模理论的缺陷以及为避免这种缺陷而由Hendry提出的“从一般到简单”的建模理论。传统建模方法对变量选取的

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