計量經(jīng)濟(jì)學(xué)受約束回歸和參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗課件

第3章受約束回歸和參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制例：中國城鎮(zhèn)居民食品消費需求函數(shù)模型根據(jù)需求理論，居民對食品的消費需求函數(shù)大致為Q:居民對食品的需求量，X：消費者的消費支出總額P1：食品價格指數(shù)，P0：居民消費價格總指數(shù)。零階齊次性:當(dāng)所有商品和消費者貨幣支出總額按同一比例變動時，需求量保持不變(1)(2)為了進(jìn)行比較，將同時估計（1）式與（2）式。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制例：中國城鎮(zhèn)居民食品消費需求函數(shù)模型根據(jù)恩格爾定律，居民對食品的消費支出與居民的總支出間呈冪函數(shù)的變化關(guān)系:對數(shù)變換:考慮到零階齊次性時(3)(4)(4)式也可看成是對（3）式施加如下約束而得因此，對（4）式進(jìn)行回歸，就意味著原需求函數(shù)滿足零階齊次性條件。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制主要內(nèi)容一、建立工作文件并輸入數(shù)據(jù)二、人均食品消費的時間趨勢圖三、模型的估計（1981~1994）（一）不對參數(shù)施加零次齊次的約束（二）參數(shù)施加零次齊次的約束（三）檢驗約束條件的真實性（F檢驗和Wald檢驗）四、參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗（一）Chow穩(wěn)定性檢驗（二）Chow預(yù)測檢驗五、經(jīng)濟(jì)意義解釋武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制一、建立工作文件并輸入數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)文件為3.xls，本章工作文件保存為3.wk1。打開EViews程序，在主菜單中依次選擇或者輸入命令new，得到左圖所示窗口。輸入起止年份19812001，點擊OK。按照第一章的方法輸入數(shù)據(jù)或者導(dǎo)入數(shù)據(jù)。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制二、人均食品消費的時間趨勢圖在主菜單中依次選擇Quick/Graph…，得到右圖所示窗口，在空白框中輸入變量的名稱q?；蛘叽蜷_q的series窗口，在菜單中依次選擇View/Graph…。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制二、人均食品消費的時間趨勢圖武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（三）檢驗約束條件的真實性可以得到左圖所示窗口。由Q的時間趨勢圖可以發(fā)現(xiàn)：（1）消費行為在1981~1994年間表現(xiàn)出較強(qiáng)的一致性；（2）1995年之后呈現(xiàn)出另外一種變動特征。在主菜單中依次選擇Quick/EstimateEquation…或者在group窗口依次選擇Proc/MakeEquation…，將彈出如下對話框：武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（一）不對參數(shù)施加零次齊次的約束武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（一）不對參數(shù)施加零次齊次的約束估計結(jié)果如下圖所示估計結(jié)果可寫為各變量的彈性和比較接近于0，但不為0武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（一）不對參數(shù)施加零次齊次的約束武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（二）對參數(shù)施加零次齊次的約束在主菜單中依次選擇Quick/EstimateEquation…或者在group窗口依次選擇Proc/MakeEquation…，將彈出如下對話框：

在出現(xiàn)的對話框中的Equationspecification中輸入被解釋變量和解釋變量log(q)clog(x/p0)log(p1/p0)Sample輸入19811994也可直接輸入命令lslog(q)clog(x/p0)log(p1/p0)并回車，在出現(xiàn)的Equation中點擊Estimate將Sample修改為19811994武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（二）對參數(shù)施加零次齊次的約束武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（二）對參數(shù)施加零次齊次的約束估計結(jié)果如下圖所示武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（三）檢驗約束條件的真實性在中國城鎮(zhèn)居民食品消費需求函數(shù)模型中，能否施加零次齊次性的線性約束？方法一：對零次齊次性的約束條件進(jìn)行F檢驗方法二：沃爾德檢驗(WaldTest）無約束回歸:RSSU=0.003240，kU=3受約束回歸:RSSR=0.003315，kR=2樣本容量n=14，約束條件個數(shù)kU-kR=3-2=1取=5%，查得臨界值F0.05(1,10)=4.96判斷：不能拒絕中國城鎮(zhèn)居民對食品的人均消費需求函數(shù)具有零階齊次特性這一假設(shè)。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制方法一：F檢驗

點擊OK以后，得到Wald檢驗的結(jié)果EViews顯示F統(tǒng)計量和2

統(tǒng)計量及相應(yīng)的P值。2

統(tǒng)計量等于F統(tǒng)計量乘以檢驗約束條件數(shù)。本例中，僅有一個約束條件，所以這兩個檢驗統(tǒng)計量等價。它們的P值表明我們可以確定地接受零次齊次性的原假設(shè)。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制方法二：Wald檢驗武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制四、參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗（一）Chow穩(wěn)定性檢驗（二）Chow預(yù)測檢驗在eq03窗口的菜單中依次選擇View/StabilityTests/ChowBreakpointTest…，在對話框中輸入分割點1995。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（一）Chow穩(wěn)定性檢驗點擊OK以后得到ChowBreakpoint檢驗的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)F=10.33821給定=5%，查表得臨界值F0.05(4,13)=3.18判斷：F值>臨界值，拒絕參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，表明中國城鎮(zhèn)居民食品人均消費需求在1994年前后發(fā)生了顯著變化。也可根據(jù)伴隨概率（0.0005）判斷出結(jié)果。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（一）Chow穩(wěn)定性檢驗武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制（二）Chow預(yù)測檢驗在eq03窗口的菜單中依次選擇View/StabilityTests/ChowForecastTest…，在對話框中輸入分割點1995。1981-1994年，人均名義消費（X）每增加1%，人均食品名義消費（Q）則增加1.06%；居民食品消費價格縮減指數(shù)（P1）每上升1%，人均食品名義消費（Q）則減少0.08%；居民消費價格縮減指數(shù)（P0）每上升1%，人均食品名義消費（Q）則減少0.92%。武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)系數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室《2010實驗教改項目組》編制五、經(jīng)