广义差分法的EViews软件实现.ppt

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1、1计量经济学计量经济学第六章第六章自自 相相 关关2引子引子:t检验和检验和F检验一定就可靠吗检验一定就可靠吗?研究居民储蓄存款研究居民储蓄存款 与居民收入与居民收入 的关系：的关系：用普通最小二乘法估计其参数，结果为用普通最小二乘法估计其参数，结果为 （1.8690）(0.0055)=(14.9343)(64.2069)3检验结果表明：检验结果表明：回归系数的标准误差非常小，回归系数的标准误差非常小，t 统统计量较大，说明居民收入计量较大，说明居民收入 对居民储蓄存款对居民储蓄存款 的的影响非常显著。同时可决系数也非常高，影响非常显著。同时可决系数也非常高，F统计量统计量为为4122.531

2、，也表明模型异常的显著。，也表明模型异常的显著。但此估计结果可能是虚假的，但此估计结果可能是虚假的，t t统计量和统计量和F F统计量统计量都被虚假地夸大，因此所得结果是不可信的。为都被虚假地夸大，因此所得结果是不可信的。为什么呢什么呢?4 本章讨论四个问题：什么是自相关什么是自相关 自相关的后果自相关的后果 自相关的检验自相关的检验 自相关性的补救自相关性的补救第六章第六章 自相关自相关5第一节第一节 什么是自相关什么是自相关 本节基本内容本节基本内容:自相关的概念自相关的概念 自相关产生的原因自相关产生的原因 自相关的表现形式自相关的表现形式 6一、自相关的概念一、自相关的概念自相关自相关

3、（auto correlation），又称），又称序列相关序列相关（serial correlation）是指总体回归模型的随机）是指总体回归模型的随机误差项之间存在相关关系。即不同观测点上的误差项之间存在相关关系。即不同观测点上的误差项彼此相关。可以表示为误差项彼此相关。可以表示为:7一阶自相关系数一阶自相关系数自相关系数自相关系数 的定义与普通相关系的公式形式相同的定义与普通相关系的公式形式相同的取值范围为的取值范围为式（式（6.1）中）中 是是 滞后一期的随机误差项。滞后一期的随机误差项。因此，将式（因此，将式（6.1）计算的自相关系数）计算的自相关系数 称为一阶自称为一阶自相关系数。相

4、关系数。8二、自相关产生的原因二、自相关产生的原因自自相相关关产产生生的的原原因因经济系统的惯性经济系统的惯性经济活动的滞后效应经济活动的滞后效应 数据处理造成的相关数据处理造成的相关蛛网现象蛛网现象 模型设定偏误模型设定偏误 9自相关现象大多出现在时间序列数据中，而经自相关现象大多出现在时间序列数据中，而经济系统的经济行为都具有时间上的惯性。济系统的经济行为都具有时间上的惯性。如如GDP、价格、就业等经济指标都会随经济系、价格、就业等经济指标都会随经济系统的周期而波动。例如，在经济高涨时期，较统的周期而波动。例如，在经济高涨时期，较高的经济增长率会持续一段时间，而在经济衰高的经济增长率会持续

5、一段时间，而在经济衰退期，较高的失业率也会持续一段时间，这种退期，较高的失业率也会持续一段时间，这种现象就会表现为经济指标的自相关现象。现象就会表现为经济指标的自相关现象。原因原因1经济系统的惯性经济系统的惯性10滞后效应是指某一指标对另一指标的影响不仅限于当滞后效应是指某一指标对另一指标的影响不仅限于当期而是延续若干期。由此带来变量的自相关。期而是延续若干期。由此带来变量的自相关。例如，居民当期可支配收入的增加，不会使居民的消例如，居民当期可支配收入的增加，不会使居民的消费水平在当期就达到应有水平，而是要经过若干期才费水平在当期就达到应有水平，而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变

6、客观上存在自适应能达到。因为人的消费观念的改变客观上存在自适应期。期。原因原因2 经济活动的滞后效应经济活动的滞后效应11因为某些原因对数据进行了修整和内插处理，因为某些原因对数据进行了修整和内插处理，在这样的数据序列中就会有自相关。在这样的数据序列中就会有自相关。例如，将月度数据调整为季度数据，由于采用例如，将月度数据调整为季度数据，由于采用了加合处理，修匀了月度数据的波动，使季度了加合处理，修匀了月度数据的波动，使季度数据具有平滑性，这种平滑性产生自相关。对数据具有平滑性，这种平滑性产生自相关。对缺失的历史资料，采用特定统计方法进行内插缺失的历史资料，采用特定统计方法进行内插处理，使得数据

7、前后期相关，产生了自相关。处理，使得数据前后期相关，产生了自相关。原因原因3数据处理造成的相关数据处理造成的相关12原因原因4 4蛛网现象蛛网现象蛛网现象是微观经济学中的蛛网现象是微观经济学中的一个概念。它表示某种商品一个概念。它表示某种商品的供给量受前一期价格影响的供给量受前一期价格影响而表现出来的某种规律性，而表现出来的某种规律性，即呈蛛网状收敛或发散于供即呈蛛网状收敛或发散于供需的均衡点需的均衡点。许多农产品的供给呈现为许多农产品的供给呈现为蛛网现象，供给对价格的蛛网现象，供给对价格的反应要滞后一段时间，因反应要滞后一段时间，因为供给需要经过一定的时为供给需要经过一定的时间才能实现。如果

8、时期间才能实现。如果时期 的价格的价格 低于上一期的低于上一期的价格价格 ，农民就会减少，农民就会减少时期时期 的生产量。如的生产量。如此则形成蛛网现象，此时此则形成蛛网现象，此时的供给模型为的供给模型为:13如果模型中省略了某些重要的解释变量或者模型函如果模型中省略了某些重要的解释变量或者模型函数形式不正确，都会产生系统误差，这种误差存在数形式不正确，都会产生系统误差，这种误差存在于随机误差项中，从而带来了自相关。由于该现象于随机误差项中，从而带来了自相关。由于该现象是由于设定失误造成的自相关，因此，也称其为虚是由于设定失误造成的自相关，因此，也称其为虚假自相关。假自相关。原因原因5模型设定

9、偏误模型设定偏误14例如，应该用两个解释变量，即例如，应该用两个解释变量，即:而建立模型时，模型设定为而建立模型时，模型设定为:则则 对对 的影响便归入随机误差项的影响便归入随机误差项 中，由于中，由于 在不同观测点上是相关的，这就造成了在不同观测点上是相关的，这就造成了 在不同观在不同观测点是相关的，呈现出系统模式，此时测点是相关的，呈现出系统模式，此时 是自相关是自相关的。的。15 模型形式设定偏误也会导致自相关现象。如将成本模型形式设定偏误也会导致自相关现象。如将成本曲线设定为线性成本曲线，则必定会导致自相关。曲线设定为线性成本曲线，则必定会导致自相关。由设定偏误产生的自相关是一种虚假自

10、相关，可通由设定偏误产生的自相关是一种虚假自相关，可通过改变模型设定予以消除。过改变模型设定予以消除。自相关关系主要存在于时间序列数据中，但是在横自相关关系主要存在于时间序列数据中，但是在横截面数据中，也可能会出现自相关截面数据中，也可能会出现自相关,通常称其为空通常称其为空间自相关（间自相关（Spatial auto correlation）。）。16 例如，在消费行为中，一个家庭、一个地区的消费例如，在消费行为中，一个家庭、一个地区的消费行为可能会影响另外一些家庭和另外一些地区，就行为可能会影响另外一些家庭和另外一些地区，就是说不同观测点的随机误差项可能是相关的。是说不同观测点的随机误差项

11、可能是相关的。多数经济时间序列在较长时间内都表现为上升或下多数经济时间序列在较长时间内都表现为上升或下降的超势，因此大多表现为正自相关。但就自相关降的超势，因此大多表现为正自相关。但就自相关本身而言是可以为正相关也可以为负相关。本身而言是可以为正相关也可以为负相关。17三、自相关的表现形式三、自相关的表现形式自相关是自相关是 序列自身的相关，因随机误差序列自身的相关，因随机误差项的关联形式不同而具有不同的自相关形式。项的关联形式不同而具有不同的自相关形式。自相关多出现在时间序列数据中。自相关多出现在时间序列数据中。18对于样本观测期为对于样本观测期为 的时间序列数据，可得到总的时间序列数据，可

12、得到总体回归模型体回归模型(PRF)的随机项为的随机项为 ，如，如果自相关形式为果自相关形式为其中其中 为自相关系数，为自相关系数，为经典误差项，即为经典误差项，即则此式称为则此式称为一阶自回归模式一阶自回归模式，记为，记为 。因为。因为模型中模型中 是是 滞后一期的值，因此称为一阶。滞后一期的值，因此称为一阶。此式中的此式中的 也称为一阶自相关系数。也称为一阶自相关系数。自相关的形式自相关的形式19如果式中的随机误差项如果式中的随机误差项 不是经典误差项，即其不是经典误差项，即其中包含有中包含有 的成份，如包含有的成份，如包含有 则需将则需将 显含在回归模型中，其为显含在回归模型中，其为其中

13、，其中，为一阶自相关系数，为一阶自相关系数，为二阶自相关系为二阶自相关系数，数，是经典误差项。此式为是经典误差项。此式为二阶自回归模式二阶自回归模式，记为记为 。20一般地，如果一般地，如果 之间的关系为之间的关系为其中，其中，为经典误差项。为经典误差项。则称此式为则称此式为 阶自回阶自回归模式，记为归模式，记为 。在经济计量分析中，通常采用一阶自回归形式，在经济计量分析中，通常采用一阶自回归形式，即假定自回归形式为一阶自回归即假定自回归形式为一阶自回归 。21第二节第二节 自相关的后果自相关的后果 本节基本内容本节基本内容:自相关对参数估计的影响自相关对参数估计的影响 自相关对模型检验的影响

14、自相关对模型检验的影响 自相关对模型预测的影响自相关对模型预测的影响22一、对参数估计的影响一、对参数估计的影响在有自相关的条件下，仍然使用普通最小二乘法在有自相关的条件下，仍然使用普通最小二乘法将低估估计量将低估估计量 的方差的方差 并且并且 将低估真实的将低估真实的23对于一元线性回归模型，当对于一元线性回归模型，当 为经典误差项时，普为经典误差项时，普通最小二乘估计量通最小二乘估计量 的方差为的方差为:随机误差项随机误差项 有自相关时，有自相关时，依然是无偏的，依然是无偏的，即即 ，这一点在普通最小二乘法无偏，这一点在普通最小二乘法无偏性证明中可以看到。因为，无偏性证明并不需性证明中可以

15、看到。因为，无偏性证明并不需要要 满足无自相关的假定。那么，最小二乘估满足无自相关的假定。那么，最小二乘估计量计量 是否是有效呢？下面我们将说明。是否是有效呢？下面我们将说明。24例如，一元回归中例如，一元回归中25当存在自相关时，普通最小二乘估计量不再是最佳线当存在自相关时，普通最小二乘估计量不再是最佳线性无估计量，即它在线性无偏估计量中不是方差最小性无估计量，即它在线性无偏估计量中不是方差最小的。在实际经济系统中，通常存在正的自相关，即的。在实际经济系统中，通常存在正的自相关，即 ，同时，同时 序列自身也呈正相关，因此式序列自身也呈正相关，因此式(6.18)(6.18)右边右边括号内的值通

16、常大于括号内的值通常大于0 0。因此，在有自相关的条件下，。因此，在有自相关的条件下，仍然使用普通最小二乘法将低估估计量仍然使用普通最小二乘法将低估估计量 的方差的方差 。将低估真实的将低估真实的 。26二、对模型检验的影响二、对模型检验的影响对模型检验的影响对模型检验的影响考虑自相关时考虑自相关时的检验的检验 忽视自相关时忽视自相关时的检验的检验27由于由于 并不是所有线性无偏估计量中最小的，并不是所有线性无偏估计量中最小的，使用使用t t检验判断回归系数的显著性时就可能得到错误检验判断回归系数的显著性时就可能得到错误的结论。的结论。t t检验统计量为：检验统计量为：由于由于 的错误夸大，得

17、到的的错误夸大，得到的 统计量就可统计量就可能小于临界值能小于临界值 ，从而得到参数，从而得到参数 不显著的结不显著的结论。而这一结论可能是不正确的。论。而这一结论可能是不正确的。考虑自相关时的检验考虑自相关时的检验28 如果我们忽视自相关问题依然假设经典假定成立，如果我们忽视自相关问题依然假设经典假定成立，使用使用 ，将会导致错误结果，将会导致错误结果。当当 ，即有正相关时，对所有的，即有正相关时，对所有的 有有 。另外回归模型中的解释变量在不同时期通常是正相另外回归模型中的解释变量在不同时期通常是正相关的，对于关的，对于 和和 来说来说 是大于是大于0 0的。的。忽视自相关时的检验忽视自相

18、关时的检验29因此，普通最小二乘法的方差因此，普通最小二乘法的方差 通常会低估通常会低估 的真实方差。当的真实方差。当 较大和较大和 有有较强的正自相关时，普通最小二乘估计量的方较强的正自相关时，普通最小二乘估计量的方差会有很大偏差，这会夸大估计量的估计精度，差会有很大偏差，这会夸大估计量的估计精度，即得到较小的标准误。即得到较小的标准误。因此在有自相关时，普通最小二乘估计因此在有自相关时，普通最小二乘估计 的标的标准误就不可靠了。准误就不可靠了。30一个被低估了的标准误意味着一个较大的一个被低估了的标准误意味着一个较大的t统计统计量。因此，当量。因此，当 时，通常时，通常t统计量都很大。统计

19、量都很大。这种有偏的这种有偏的t统计量不能用来判断回归系数的显统计量不能用来判断回归系数的显著性。著性。综上所述，在自相关情形下，无论考虑自相关，综上所述，在自相关情形下，无论考虑自相关，还是忽视自相关，通常的回归系统显著性的还是忽视自相关，通常的回归系统显著性的t检检验都将是无效的。验都将是无效的。类似地类似地,由于自相关的存在由于自相关的存在,参数的最小二乘估计参数的最小二乘估计量是无效的，使得量是无效的，使得F检验和检验和t检验不再可靠。检验不再可靠。31三、对模型预测的影响三、对模型预测的影响模型预测的精度决定于抽样误差和总体误差项的模型预测的精度决定于抽样误差和总体误差项的方差方差

20、。抽样误差来自于对。抽样误差来自于对 的估计，在自相的估计，在自相关情形下，关情形下，的方差的最小二乘估计变得不可的方差的最小二乘估计变得不可靠，由此必定加大抽样误差。同时，在自相关情靠，由此必定加大抽样误差。同时，在自相关情形下，对形下，对 的估计的估计 也会不可靠。也会不可靠。由此可看出，影响预测精度的两大因素都会因自由此可看出，影响预测精度的两大因素都会因自相关的存在而加大不确定性，使预测的置信区间相关的存在而加大不确定性，使预测的置信区间不可靠，从而降低预测的精度。不可靠，从而降低预测的精度。32第三节第三节 自相关的检验自相关的检验本节基本内容本节基本内容:图示检验法图示检验法 DW

21、DW检验法检验法 高阶自相关检验方法高阶自相关检验方法33一、图示检验法一、图示检验法图示法是一种直观的诊断方法，它是把给定的图示法是一种直观的诊断方法，它是把给定的回归模直接用普通最小二乘法估计参数，求出回归模直接用普通最小二乘法估计参数，求出残差项残差项 ，作为作为 随机项的真实估计值，随机项的真实估计值，再描绘再描绘 的散点图，根据散点图来判断的散点图，根据散点图来判断 的的相关性。残差相关性。残差 的散点图通常有两种绘制方式的散点图通常有两种绘制方式 。34图图 6.1 与与 的关系的关系绘制绘制 的散点图。用的散点图。用 作为散布点绘图，如果大部分点落在第作为散布点绘图，如果大部分点

22、落在第、象限，表明象限，表明随机误差项随机误差项 存在着正自相关。存在着正自相关。35如果大部分点落在第如果大部分点落在第、象限，那么随机误象限，那么随机误差项差项 存在着负自相关。存在着负自相关。et-1et图图 6.2 et与与et-1的关系的关系36按照时间顺序绘制回归残差项按照时间顺序绘制回归残差项 的图形。如果的图形。如果 随着随着 的变化逐次有规律地变化，的变化逐次有规律地变化，呈现锯齿形或循环形状的变化，就可断言呈现锯齿形或循环形状的变化，就可断言 存在相关，存在相关，表明存在着自相关；如果表明存在着自相关；如果 随着随着 的变化逐次变化并的变化逐次变化并不断地改变符号，那么随机

23、误差项不断地改变符号，那么随机误差项 存在负自相关存在负自相关 二、对模型检验的影响二、对模型检验的影响37图图:的分布的分布如果如果 随着随着 的变化逐次变化并不频繁地改变符号，而是的变化逐次变化并不频繁地改变符号，而是几个正的几个正的 后面跟着几个负的，则表明随机误差项后面跟着几个负的，则表明随机误差项 存存 在正自相关。在正自相关。38二、二、DW检验法检验法DW 检验是检验是J.Durbin(杜宾杜宾)和和(沃特森沃特森)于于1951年年提出的一种适用于小样本的检验方法。提出的一种适用于小样本的检验方法。DW检验检验只能用于检验随机误差项具有一阶自回归形式的只能用于检验随机误差项具有一

24、阶自回归形式的自相关问题。这种检验方法是建立经济计量模型自相关问题。这种检验方法是建立经济计量模型中最常用的方法，一般的计算机软件都可以计算中最常用的方法，一般的计算机软件都可以计算出出DW 值。值。39随机误差项的一阶自回归形式为：随机误差项的一阶自回归形式为：为了检验序列的相关性，构造的原假设是：为了检验序列的相关性，构造的原假设是：为了检验上述假设，构造为了检验上述假设，构造DW统计量首先要求出统计量首先要求出回归估计式的残差回归估计式的残差 定义定义DW统计量为统计量为：4041由由 可得可得DW 值与值与 的对应关系如表所示。的对应关系如表所示。4(2,4)2(0,2)0-1(-1,

25、0)0(0,1)1DW42由上述讨论可知由上述讨论可知DW的取值范围为：的取值范围为：0DW根据样本容量根据样本容量 和解释变量的数目和解释变量的数目 (不包括常数不包括常数项项)查查DW分布表，得临界值分布表，得临界值 和和 ，然后依下，然后依下列准则考察计算得到的列准则考察计算得到的DW值，以决定模型的自值，以决定模型的自相关状态。相关状态。43DW检验决策规则检验决策规则误差项误差项 间存在间存在负相关负相关不能判定是否有自相关不能判定是否有自相关误差项误差项 间间无自相关无自相关不能判定是否有自相关不能判定是否有自相关误差项误差项 间存在间存在正相关正相关 44用坐标图更直观表示用坐标

26、图更直观表示DW检验规则检验规则：不不能能确确定定正正自自相相关关无无自自相相关关不不能能确确定定负负自自相相关关4245 DW检验有两个不能确定的区域，一旦检验有两个不能确定的区域，一旦DW值落在这值落在这两个区域，就无法判断。这时，只有增大样本容量或选两个区域，就无法判断。这时，只有增大样本容量或选取其他方法取其他方法 DW统计量的上、下界表要求统计量的上、下界表要求 ，这是因为样本如，这是因为样本如果再小，利用残差就很难对自相关的存在性做出比较正果再小，利用残差就很难对自相关的存在性做出比较正确的诊断确的诊断 DW检验不适应随机误差项具有高阶序列相关的检验检验不适应随机误差项具有高阶序列

27、相关的检验只适用于有常数项的回归模型并且解释变量中不能含只适用于有常数项的回归模型并且解释变量中不能含滞后的被解释变量滞后的被解释变量 DW检验的缺点和局限性检验的缺点和局限性1.1.偏相关系数检验偏相关系数检验【命令方式命令方式】IDENT RESIDIDENT RESID【菜单方式菜单方式】在方程窗口中点击在方程窗口中点击 ViewResidualViewResidual TestCorrelogram-Q-statistics TestCorrelogram-Q-statistics 屏屏幕幕将将直直接接输输出出e et t与与e et-1t-1,e et-2t-2 e et-pt-p

28、（p p是是事先指定的滞后期长度）的相关系数和偏相关系数。事先指定的滞后期长度）的相关系数和偏相关系数。三、高阶自相关检验三、高阶自相关检验2.2.布罗斯布罗斯戈弗雷（戈弗雷（BreuschGodfreyBreuschGodfrey）检验）检验对于模型对于模型 y yt t=b=b0 0+b+b1 1x x1t1t+b+b2 2x x2t2t+b+bk kx xktkt+t t设自相关形式为：设自相关形式为：t t=1 1t-1t-1+2 2t-2t-2+p pt-pt-p+t t假设假设H H0 0：1 1=2 2=p p=0=0利用利用OLSOLS法估计模型，得到法估计模型，得到e et

29、t；将将e et t关关于于所所有有解解释释变变量量和和残残差差的的滞滞后后值值e et-1t-1,e et-2t-2 e et-pt-p 进行回归，并计算出其进行回归，并计算出其R R2 2；在大样本情况下，有在大样本情况下，有 nRnR2 22 2(p)(p)给定给定，若，若nRnR2 2大于临界值，拒绝大于临界值，拒绝H H0 0。EViewsEViews软件操作软件操作：在方程窗口中点击：在方程窗口中点击ViewViewResidual Test Serial Correlation LM TestResidual Test Serial Correlation LM Test。滞滞后

30、后期期的的长长度度确确定定：一一般般是是从从低低阶阶的的p p（p=1p=1）开开始始，直直到到p=10p=10左左右右，若若未未能能得得到到显显著著的的检检验验结结果果，可以认为不存在自相关性。可以认为不存在自相关性。【例】中国城乡居民储蓄存款模型（自相关性检中国城乡居民储蓄存款模型（自相关性检验）。教材验）。教材P89P89表表3-23-2列出了我国城乡居民储蓄存款列出了我国城乡居民储蓄存款年底余额（单位：亿元）和国内生产总值指数年底余额（单位：亿元）和国内生产总值指数（19781978年年=100=100）的历年统计资料，试建立居民储蓄）的历年统计资料，试建立居民储蓄存款模型，并检验模型

31、的自相关性。存款模型，并检验模型的自相关性。(1)SCAT X Y 为曲线相关，所以函数形式初步确定为：双对数模型、指数曲线模型、二次多项式模型。(2)(2)估计并选择模型估计并选择模型 GENR LNY=LOG(Y)GENR LNX=LOG(X)GENR X2=X2LS LNY C XLS Y C X X2LS LNY C LNX经过比较，取双对数模型，估计结果为：对应的对应的标准差标准差对应的对应的R2R2值值调整的调整的R2R2值值对应的对应的DWDW值值(3)(3)检验自相关性检验自相关性 残差图分析：残差图表明呈现有规律的波动。残差图分析：残差图表明呈现有规律的波动。D-WD-W检检

32、 验验：n=21n=21，k=1k=1，=0.05=0.05时时，查查 表表 得得d dL L=1.22=1.22，d dU U=1.42=1.42，而而00.7028=DWd00.7028=DW0.50.5自相关系自相关系数数0.50.5 BGBG检验：在检验：在方程窗口中点方程窗口中点击击ViewResidual ViewResidual TestSerial TestSerial Correlation Correlation LM TestLM Test，选择，选择滞后期为滞后期为2 2，屏，屏幕将显示信息幕将显示信息（右图（右图)nR2=210.54309临界概率临界概率55第四节第

33、四节 自相关的补救自相关的补救 本节基本内容本节基本内容:广义差分法广义差分法 自相关系数估计方法自相关系数估计方法 广义差分法的软件实现广义差分法的软件实现56一、广义差分法一、广义差分法对于自相关的结构已知的情形可采用广义差分法解决。对于自相关的结构已知的情形可采用广义差分法解决。由于随机误差项由于随机误差项 是不可观测的，通常我们假定是不可观测的，通常我们假定 为一阶自回归形式，即为一阶自回归形式，即 其中其中:，为经典误差项为经典误差项。57对于一元线性回归模型对于一元线性回归模型将模型滞后一期可得将模型滞后一期可得 用用 乘式两边，得乘式两边，得58两式相减两式相减,可得可得式中，式

34、中，是经典误差项。因此，模是经典误差项。因此，模型已经是经典线性回归。令：型已经是经典线性回归。令：则上式可以表示为：则上式可以表示为：59对模型使用普通最小二乘估计就会得到参数估对模型使用普通最小二乘估计就会得到参数估计的最佳线性无偏估计量。计的最佳线性无偏估计量。这称为广义差分方程，因为被解释变量与解释这称为广义差分方程，因为被解释变量与解释变量均为现期值减去前期值的一部分，由此而变量均为现期值减去前期值的一部分，由此而得名。得名。60在进行广义差分时，解释变量在进行广义差分时，解释变量 与被解释变量与被解释变量 均以差分形式出现，因而样本容量由均以差分形式出现，因而样本容量由 减少为减少

35、为 ，即丢失了第一个观测值。如果样本容量较大，即丢失了第一个观测值。如果样本容量较大，减少一个观测值对估计结果影响不大。但是，减少一个观测值对估计结果影响不大。但是，如果样本容量较小，则对估计精度产生较大的如果样本容量较小，则对估计精度产生较大的影响。此时，可采用普莱斯温斯滕（影响。此时，可采用普莱斯温斯滕（Prais-Winsten）变换，将第一个观测值变换为：）变换，将第一个观测值变换为：补充到差分序列补充到差分序列 中，再使用普通最小二中，再使用普通最小二乘法估计参数。乘法估计参数。（一）近似估计法（一）近似估计法在大样本在大样本(n30)(n30)情况下，情况下，DW2DW2（1-1-

36、），所以，），所以，对于小样本对于小样本(n30)(n dU，说明广义差分说明广义差分模型中已无自相关。同时，可决系数模型中已无自相关。同时，可决系数R2、t、F统计统计量量均达到理想水平。均达到理想水平。t=（0.9923）（14.7401）R2=0.9157 F=217.2695 DW=1.3243式中，。（0.0796）75由差分方程可知：由差分方程可知：由此，我们得到最终的中国农村居民消费模型：由此，我们得到最终的中国农村居民消费模型：由模型由模型(6.49)(6.49)的中国农村居民消费模型可知，中的中国农村居民消费模型可知，中国农村居民的边际消费倾向为国农村居民的边际消费倾向为0.

37、73090.7309，即中国农，即中国农民每增加收入民每增加收入1 1元，将平均增加消费支出元，将平均增加消费支出0.73090.7309元。元。最终模型结果最终模型结果Y t=41.9271+0.7309 X t76本章小结本章小结1.1.当总体回归模型的随机误差项在不同观测点当总体回归模型的随机误差项在不同观测点上彼此相关时就产生了自相关问题。上彼此相关时就产生了自相关问题。2.2.自相关的出现有多种原因。时间序列的惯性、自相关的出现有多种原因。时间序列的惯性、模型设定错误、数据的处理等等。模型设定错误、数据的处理等等。3.3.在出现自相关时，普通最小二乘估计量依然在出现自相关时，普通最小

38、二乘估计量依然是无偏、一致的，但不再是是无偏、一致的，但不再是有效的。通常的有效的。通常的t 检检验和验和F 检验都不能有效地使用。检验都不能有效地使用。77 4.4.为了研究问题的方便和考虑实际问题的代表意为了研究问题的方便和考虑实际问题的代表意义，我们通常将自相关设定为一阶自相关即义，我们通常将自相关设定为一阶自相关即AR(1)AR(1)模式。用一阶自相关系数模式。用一阶自相关系数 表示自相关的表示自相关的程度与方向。当然，实际问题也存在程度与方向。当然，实际问题也存在AR(m)AR(m)模式模式或其它模式。或其它模式。5.5.5.5.由于由于 是不可观测的，通常我们使用是不可观测的，通常我们使用 的的估计量估计量 判断判断 的特性。我们可通过的特性。我们可通过 的图的图形判断自相关的存在，也可使用依据形判断自相关的存在，也可使用依据 计算的计算的DWDW 统计量判断自相关的存在。统计量判断自相关的存在。786.6.如果自相关系数如果自相关系数 是已知的，我们可以使用是已知的，我们可以使用广义差分法消除序列相关。广义差分法消除序列相关。7.7.如果自相关系数是如果自相关系数是 未知的，我们可采用科未知的，我们可采用科克伦奥克特迭代法求得克伦奥克特迭代法求得 的估计值，然后用的估计值，然后用广义差分法消除序列相关。广义差分法消除序列相关。79第六章第六章 结结 束束 了！了！