2022年高级计量经济学导论复习资料.docx

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1、精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -第一章高级计量经济学41. 数据类型： 42. 体会经济分析的步骤：4其次章简洁回来模型41. 回来分析 regression analysis： 42. 回来分析的主要内容包括：43. 变量间的关系：44. 变量关系的描述：45. 相关关系的类型：46. 线性相关的程度：57. 回来分析的意义：58. 总体回来线 （ populationregressionline）/ 总体回来曲线 （ populationregression curve ）： 在给定说明变量Xi 条件下被说明变量Yi 的期望轨迹.5

2、9. 总体回来函数PRF ：E（ y x ） = 0+ 1x, 510. 随机干扰项（stochastic disturbance）或随机误差项（stochastic error）： 5可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_11. 样本回来方程（SRF）：y.i. x01i5可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_12. 拟合值：当x=i时, y 通过样本回来方程算出来的值.即y.i. x 5可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_01 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_13. 样本回来模型（sample

3、 regression model）： YY.u. Xe 5可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ii01ii14. 回来分析的主要目的：依据样本回来函数SRF,估量总体回来函数PRF. 6第三章：简洁回来方程分析61. 简洁回来方程：62. 线性的含义：63. OLS 斜率估量, 0 和 1 的一般最小二乘估量值的推算：64. OLS 法是要找到一条直线,使残差平方和最小.75. 残差： 是对误差项的估量,因此,它是拟合直线（样本回来函数）和样本点之间的距离. 76. OLS 统计量的代数性质：77. SST=SSE+SSR： 88. 拟合优度 ：来衡量样本回来线是否很好的拟合了样

4、本数据的指标.89. 判定系数： 说明变异与总变异之比.即y 的样本变异中被x 说明的部分.810. 测量单位： 811. 在简洁回来中加入非线性因素（因变量为对数）： 812. OLS 的基本假设：913. 定理 2.1 ： OLS 的无偏性： 914. 定理 2.2 OLS 估量量的抽样方差：915. 定理 2.3 ： 2的无偏估量10可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_16. 回来标准误差：.2 10可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_117. . 的标准误：se . .1 10可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1nSSTx xx 2 2可编辑资料

5、- - - 欢迎下载精品_精品资料_ii 1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 1 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -第四章多元回来分析101. 多元回来分析的优点：102. 多元线性回来模型：103. 多元线性回来的OLS估量值： 104. SRF 样本回来函数：115. 拟合值和残差11可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_6. 偏效应以及. 的运算 11可编辑资料

6、 - - - 欢迎下载精品_精品资料_17. 比较简洁回来和多元回来估量值：1228. 拟合优度（ SST、SSR、SSE、R ）： 139. 过原点的回来：1310. 多元回来模型的假定及定理3.1 、定理 3.2 ： 1411. 多重共线性：两个或多个自变量之间高度（但不完全）相关.1512. 估量2 （估量误差项方差） ： 1613. 定理 3.32 的无偏估量：1614.OLS 的有效性：高斯- 马尔可夫定理：16第五章多元回来分析推断161. MLR.6正态性假定162. 经典线性模型假定及经典线性模型：163. 误差项的正态性导致OLS估量量的正太抽样分布：164. 定理 4.1正

7、态抽样分布175. 定理 4.2标准化估量量的t 分 布 176. 假设检验177. 零假设（虚拟假设null hypothesis）： 178.t统计量： 179.t检验的拒绝法就：1810. 经济显著性与统计显著性：1911.t检验的 P 值： 1912. 置信区间：总体参数的可能取值的一个范畴.1913. 检验线性组合假设：1914. 多重假设检验：2015. 多重假设检验检验的步骤：2016. 多重假设检验的方法：2017. 回来整体显著性的F 统计量： 21F. 检验的 P 值： 21第六章多元回来分析211. 一样性 212. 定理 5.1 OLS 的一样性213. 假定 MLR.

8、4 零均值和零相关214. 中心极限定理225. 定理 5.2 OLS 的渐近正态性226. OLS 的渐近有效性22可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 2 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -7. 数据的测度单位对OLS统计量的影响228. 系数： 239. 函数形式： 23210. 对数模型的说明：23可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_11. 含二次式的模型：y0

9、1x2 x +u 24可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_12. 含交叉项的模型：y01x12 x2 +3 x1 x2u 24可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_213. 调整的 R （ corrected R-square）： 24可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_14. 利用R2 在两个非嵌套模型中进行挑选：24可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_15. 猜测的置信区间的求解步骤：2516. 残差分析（ residual analysis）： 2517. 当因变量为log （ y ）时对 y

10、的猜测： 25第七章虚拟变量261. 虚拟变量（ dummy variable）：二值变量（binary variable）.262. 只有一个虚拟变量的情形：263. 当因变量为log （ y）时,对虚拟说明变量系数的说明：264. 多个虚拟变量的情形275. 通过虚拟变量来包含序数信息（序数变量）： 276. 虚拟变量之间的交互作用277. 虚拟变量的操作：27第八章多重共线性、异方差性和自相关28第一部分多重共线性281. 多重共线性的含义：282. 完全共线性：283. 产生多重共线性的背景：284. 多重共线性产生的后果285. 多重共线性的检验296. 多重共线性的补救措施30其次

11、部分异方差性301. 异方差性的含义：302. 异方差的类型：303. 产生异方差的缘由：304. 异方差的后果：305. 异方差的检验：31检验思路： 31（1）图形法31（2） Goldfeld-Quannadt检验 31（3） White 检验 32（4）帕克（ Park ）检验 32（5） Glejser检验 336. 异方差的补救措施：33第三部分自相关（auto correlation）： 34可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 3 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - -

12、- 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1. 自相关的含义：对于模型yi01 x1i2 x2ik xkiui , i1,2, n , 34可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_2. 产生的背景和缘由343. 自相关的后果344. 自相关的检验345. 自相关的处理方法34第九章面板数据351. 面板数据的含义：352. 平稳面板数据：353. 面板数据的主要优点包括：354. 固定效应模型355. 随机效应模型366. 固定效应与随机效应的比较和挑选367. 双重差分（ di

13、fference-in-differences） 368. 一阶差分369. 面板工具变量法3710. 第九章 ppt 中的分析题例子38第十章因变量是虚拟变量的回来391. 线性概率模型（LPM, Linear probability model） 392. 线性概率模型中的j 的意义 403. 限制因变量模型404. 第十章 ppt分析题例子43可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 4 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 -

14、 - - - - - - - - - - -第一章高级计量经济学1. 数据类型：横截面数据、时间序列数据、混合横截面数据、面板数据（纵列数据）横截面数据 ：在给定时点对个人、家庭、企业、城市、州、国家或一系列其他单位采集的样本所构成的数据集.时间序列数据：由对一个或几个变量不同时间的观测值所构成.混合截面数据：既有横截面数据特点又有时间序列数据特点的数据.面板数据（纵列数据） ： 由数据集中每个横截面单位的一个时间序列组成.2. 体会经济分析的步骤：（1） 对所关怀问题进行具体阐述.并依据问题进行数据的收集.（2） 构造经济模型,并把它变为计量模型.（3） 提出假设.（4） 运用计量经济的方法

15、去分析变量和验证假设.其次章简洁回来模型1. 回来分析 regression analysis：讨论一个变量关于另一个（些）变量的具体依靠关系的运算方法和理论.2. 回来分析的主要内容包括：（1）依据样本观看值对经济计量模型参数进行估量,求得回来方程.（2）对回来方程、参数估量值进行显著性检验.（3）利用回来方程进行分析、评判及猜测.3. 变量间的关系：（1）确定性关系或函数关系：讨论的是确定现象非随机变量间的关系.（2）统计依靠或相关关系：讨论的是非确定现象随机变量间的关系.4. 变量关系的描述：（1）相关关系最直观的描述方式坐标图（散点图）.（2）对变量间统计依靠关系的考察主要是通过相关分

16、析correlation analysis或回来分析regression analysis来完成的.5. 相关关系的类型：（1）从涉及的变量数量看：简洁相关和多重相关（复相关）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 5 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -（2）从变量相关关系的表现形式看：线性相关和非线性相关（3）从变量相关关系变化的方一直看：正相关、负相关和不相关.6. 线性相关的程

17、度：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（1）总体相关系数 ：xycov x, y可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_var x var y（2） X和Y的样本线性关系系数： 当r=0 时, x和y 不相关.当0 r 0.3 时, x和y柔弱相关. 当0.3 r 0.5 时, x和 y低度相关. 当0.5 r 0.8 时, x和 y中度相关. 当0.8 r 1时, x和y 高度相关. 当r=1 时, x和y 完全相关.7. 回来分析的意义：回来分析关怀的是依据说明变量的已知或给定值,考察被说明变量的总体均值,即当说明变量取某个确定值时,与之统计相关的被说明变量全部可能显

18、现的对应值的平均值.8. 总体回来线（populationregressionline）/ 总体回来曲线（populationregression curve ）： 在给定说明变量Xi 条件下被说明变量Yi 的期望轨迹.9. 总体回来函数PRF ： E（ y x） = 0+ 1x,0 和 1 是回来系数（regression coefficients）.表示 E（ yx ）是 x 的一个线性函数,意味着x 变化一个单位,将使y 的期望值转变1 之可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_多.10. 随机干扰项（stochastic disturbance）或随机误差项（stochasti

19、c error）：称为观看值环绕它的期望值的离差（deviation）,是一个不行观测的随机变量.总体回来函数（PRF）的随机设定形式.说明被说明变量除了受说明变量的系统性影响外, 仍受其他因素的随机性影响.ui 为可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_uiYiEYX i （1） 随机误差项主要包括以下因素：在说明变量中被忽视的因素的影响.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.其他随机因素的影响.01i（2） 产生并设计随机误差项的主要缘由：理论的模糊性.数据的欠缺.节约原就.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_11. 样本回来方程（SRF）：y.i. x

20、可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_12. 拟合值：当 x=i 时, y 通过样本回来方程算出来的值.即y.i. x可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_01 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_13. 样本回来模型（sample regression model） ： YY.u. Xe可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ii01ii可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 6 页,共 45 页 - - - - - - - - -

21、-可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_式中,ei 称为（样本）残差（或剩余）项（residual）,代表了其他影响Yi 的随机因素可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_的集合,可看成是ui 的估量量u.i .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_14. 回来分析的主要目的：依据样本回来函数SRF,估量总体回来函数PRF.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_即依据 Yi. Xe 去估量

22、 Yi01 Xiui .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_01ii第三章：简洁回来方程分析1. 简洁回来方程：Y01 XuY 为因变量、被说明变量、响应变量、被猜测变量、回来子.X 为自变量、说明变量、掌握变量、猜测变量、回来元.U为误差项,干扰项.除x 之外其他影响y 的因素.0 ,1 被称为回来系数.0 也被称为常数项或截矩项,或截矩参数.1 代表了回来元x的边际成效,也被成为斜率参数.本式的线性形式意味着：不管 x 的初始值为多少,它的任何一单位变化对y 的影响都是相同的.本式的假定： E（ u）=0,Eu x= E（ u）, 既 u 的均值独立于x .零条件均值假定.（条

23、件期望零值假定）2. 线性的含义： y 和 x 之间并不肯定存在线性关系,但是,只要通过转换可以使y 的转换形式和x的转换形式存在相对于参数的线性关系,该模型即称为线性模型.3. OLS斜率估量, 0 和 1 的一般最小二乘估量值的推算：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_.0= y. x ,.n xii 1nx yiy可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_11xii 1x2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_此上两式给出的估量值叫做0 和1 的一般最小二乘估量值.即,斜率估量量等于样本中x 和y的协方差除以x 的方差.如 x和y 正相关就斜率为正,反之为负.

24、可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 7 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -最小二乘法 0和1的推导：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_第一, yi01 xiui可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_而依据零条件均值假定：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Eu x cov x, uE u0E xu0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料

25、_将 uy01 x 带入假定式,就可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_EuEuxE yE x y01x001 x0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_进一步变化,就可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1 nn i 11 nn i 1 yixi yi.x 001 ix 0.01 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_另外, y01 x可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_将 .y. x 带入上式,01可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_nxi yi y. x . x 0可编辑资料

26、 - - - 欢迎下载精品_精品资料_11 ii 1nn1xi yiy .xi xix i 1i 1nn可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_就 xix yiyi 1n.xx 2i1i 1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_.i 11xinx yiyi xx2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i 1, .y. x014. OLS法是要找到一条直线,使残差平方和最小.5. 残差： 是对误差项的估量,因此, 它是拟合直线 （样本回来函数）和样本点之间的距离.6. OLS统计量的代数性质：(1) OLS 残差和及其样本性质都为0.OLS 残差和为零 , 因此 OL

27、S 的样本残差平均值也为零. 数可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_字表述为：nu.i 0i 1.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 8 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_(2) 回来元和OLS残差的样本协方差为0：(3) 点 x, y 总在 OLS回来线上.7. SST=

28、SSE+SS：Rnxiu.i 0i 1.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_(1) SST总平方和 ： 是对 y在样本中全部变动的度量,即它度量了yi 在样本中的分散程度.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_SSTn yii 12y ,将总平方和除以n-1, 我们得到 y 的样本方差 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_(2) SSE（说明平方和）：它度量了 y的猜测值y.i 的样本变异.SSEn y.ii 12y

29、 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_(3) SSR残差平方和 ： 度量了u.i的样本变异.n2SSRu.i.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i 18. 拟合优度 ：来衡量样本回来线是否很好的拟合了样本数据的指标.9. 判定系数： 说明变异与总变异之比.即y的样本变异中被x 说明的部分.2R 的值总是在 0和1之间2R= SSE/SST = 1 SSR/SST在Stata 中进行回来：让y对x 进行回来,输入： regy x10. 测量单位：（ 1）当因变量乘上常数c,而自变量不转变时,OLS 的截距和斜率估量量也要

30、乘上c.（ 2）假如自变量除以或乘上某个非零常数,c,那么 OLS斜率将乘以或除以c,而截距就不转变.11. 在简洁回来中加入非线性因素（因变量为对数）：当因变量以对数形式显现时,对数形式的变化近似于比例变化,所以斜率不发生变化.其中,对数 - 水平值的函数形式中,100 1被称为 y对 x的半弹性（ semi-elasticity）,而对数 - 对数模型中, 1被称为 y对x 的弹性（ elasticity）.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 9 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 -

31、 - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_12. OLS的基本假设： 假定 SLR.1线性于参数：即在总体模型中,因变量y和自变量 x和误差 u的关系如下：y01xu ,可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_其中0 和1 分别表示总体的截距和斜率参数.假定 SLR.2立即抽样：我们具有一个听从总体模型方程的随机样本 （ Xi , Yi ）： i=1,2,3, n,样本容量为 n.假定 SLR.3说明变量的样本有变异：X的样本结果即（Xi ,i=1 , n）不是完全相同的数

32、值.（检查一下 Xi 的摘要统计量即可知道假定3是否成立,如 Xi 的样本标准差为0,就不成立.）假定 SLR.4零条件均值：给定说明变量的任何值,误差的期望值都为0,即 Eu x=0假定 SLR.5同方差性：给定说明变量的任何值,误差都具有相同的方差,即Var （ ux ） = 2, 2也可称为 误差方差 或干扰方差. 越大,表示影响y 的无法观测因可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_素的分布越分散.当Var （ ux ）取决于 x 时,便称误差项表现出异方差性 .13. 定理 2.1 ： OLS的无偏性：利用假定 SLR.1SLR.4 ,对0 和1的任何值, 我们都有 E. =

33、0 和E . =1 ,换言之,可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_0. 对0 而言是无偏的,011. 对1 而言是无偏的.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_14. 定理 2.2 OLS 估量量的抽样方差：在假定 SLR.1SLR.5下,以样本值 X i , i=1 , n 为条件,有可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1nVar . 220SST和 Var . nXn212ii 1.n可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i xx 2xi 1xx 2ii 1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品

34、资料_（1） 误差方差越大,Var . 1就越大,由于影响y的不行观测因素变异越大,要精确估量可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1 就越难.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（2） 自变量的变异越大,Var . 1就越小,由于自变量的样本分布越分散,就越简洁估可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_计出1 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 10 页,共 45 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - -

35、 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_15. 定理 2.3 ： 2的无偏估量在假定 SLR.1SLR.5下,我们有E .2 2 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_2我们不知道误差方差是多少,由于我们不能观看到误差ui , 我们观测到的是可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_残差.i .我们可以用残差构成误差方差的估量.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_第一,2Eu2 ,可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_就 2的无偏估量是1n2ui.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_n i 1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_16. 回来标准误差：.2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_117. . 的标准误：se . .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_