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1、第四章第四章 经典单方程计量经济学经典单方程计量经济学模型：放宽基本假定的模型模型：放宽基本假定的模型基本假定违背：不满足基本假定的情况。主要基本假定违背：不满足基本假定的情况。主要 包括：包括：（1随机误差项序列存在异方差性；随机误差项序列存在异方差性；（2随机误差项序列存在序列相关性；随机误差项序列存在序列相关性；（3解释变量之间存在多重共线性；解释变量之间存在多重共线性；（4解释变量是随机变量且与随机误差项相关解释变量是随机变量且与随机误差项相关 （随机解释变量）；（随机解释变量）；此外：此外：（5模型设定有偏误模型设定有偏误（6解释变量的方差不随样本容量的增而收敛解释变量的方差不随样本
2、容量的增而收敛 计量经济检验：对模型基本假定的检验计量经济检验：对模型基本假定的检验 本章主要学习：前本章主要学习：前4类类4.1 异方差性异方差性一、异方差的概念一、异方差的概念二、异方差的类型二、异方差的类型三、实际经济问题中的异方差性三、实际经济问题中的异方差性四、异方差性的后果四、异方差性的后果五、异方差性的检验五、异方差性的检验六、异方差的修正六、异方差的修正七、案例七、案例对于模型ikikiiiiXXXY2210如果出现Varii()2即对于不同的样本点，随机误差项的方差不再是常数，而互不相同，则认为出现了异方差性(Heteroskedasticity)。一、异方差的概念一、异方差
3、的概念 二、异方差的类型二、异方差的类型 同方差性假定：同方差性假定：i2=常数常数 f(Xi)异方差时：异方差时：i2=f(Xi)异方差一般可归结为三种类型：异方差一般可归结为三种类型：(1)单调递增型：单调递增型：i2随随X的增大而增大的增大而增大 (2)单调递减型：单调递减型：i2随随X的增大而减小的增大而减小 (3)复复 杂杂 型：型：i2与与X的变化呈复杂形式的变化呈复杂形式 三、实际经济问题中的异方差性三、实际经济问题中的异方差性 例例4.1.1：截面资料下研究居民家庭的储蓄行为：截面资料下研究居民家庭的储蓄行为 Yi=0+1Xi+iYi:第第i个家庭的储蓄额个家庭的储蓄额 Xi:
4、第第i个家庭的可支配收个家庭的可支配收入入 高收入家庭：储蓄的差异较大 低收入家庭：储蓄则更有规律性，差异较小i的方差呈现单调递增型变化 例例4.1,2，以绝对收入假设为理论假设、以截面，以绝对收入假设为理论假设、以截面数据为样本建立居民消费函数：数据为样本建立居民消费函数：Ci=0+1Yi+I将居民按照收入等距离分成n组，取组平均数为样本观测值。一般情况下，居民收入服从正态分布：中等收入组人数多，两端收入组人数少。而人数多的组平均数的误差小，人数少的组平均数的误差大。所以样本观测值的观测误差随着解释变量观测值的不同而不同，往往引起异方差性。例例4.1.3，以某一行业的企业为样本建立企业生，以
5、某一行业的企业为样本建立企业生产函数模型产函数模型 Yi=Ai1 Ki2 Li3ei 被解释变量：产出量Y 解释变量：资本K、劳动L、技术A，那么：每个企业所处的外部环境对产出量的影响被包含在随机误差项中。每个企业所处的外部环境对产出量的影响程度不同，造成了随机误差项的异方差性。这时，随机误差项的方差并不随某一个解释变量观测值的变化而呈规律性变化，呈现复杂型。四、异方差性的后果四、异方差性的后果 计量经济学模型一旦出现异方差性，如果仍采用OLS估计模型参数，会产生下列不良后果：1 1、参数估计量非有效、参数估计量非有效 OLS估计量仍然具有无偏性，但不具有有效性 因为在有效性证明中利用了 E(
6、)=2I 而且，在大样本情况下，尽管参数估计量具有一致性，但仍然不具有渐近有效性。2、变量的显著性检验失去意义 变量的显著性检验中，构造了t统计量 其他检验也是如此。3 3、模型的预测失效、模型的预测失效 一方面，由于上述后果，使得模型不具有良好的统计性质；所以，当模型出现异方差性时，参数OLS估计值的变异程度增大，从而造成对Y的预测误差变大，降低预测精度，预测功能失效。五、异方差性的检验五、异方差性的检验 检验思路：检验思路：由于异方差性就是相对于不同的解释变量观测值，随机误差项具有不同的方差。那么：检验异方差性，也就是检验随机误差项的方差与解释变量观测值之间的相关性及其相关的“方式”。问题
7、在于用什么来表示随机误差项的方差问题在于用什么来表示随机误差项的方差 一般的处理方法：一般的处理方法：首先采用 OLS 法估计模型，以求得随机误差项的估计量（注意，该估计量是不严格的），我们称之为“近近似似估估计计量量”，用ei表示。于是有VarEeiii()()22()eyyiiils0几种异方差的检验方法：几种异方差的检验方法：1 1、图示法、图示法（1用用X-Y的散点图进行判断的散点图进行判断 看是否存在明显的散点扩大、缩小或复杂看是否存在明显的散点扩大、缩小或复杂型趋势即不在一个固定的带型域中）型趋势即不在一个固定的带型域中）(2 2)X X-ei2的的散散点点图图进进行行判判断断看是
8、否形成一斜率为零的直线ei2 ei2 X X 同方差 递增异方差ei2 ei2 X X 递减异方差 复杂型异方差2 2、帕克、帕克(Park)(Park)检验与戈里瑟检验与戈里瑟(Gleiser)(Gleiser)检验检验 基本思想:偿试建立方程：ijiiXfe)(2或ijiiXfe)(|选择关于变量X的不同的函数形式，对方程进行估计并进行显著性检验，如果存在某一种函数形式，使得方程显著成立，则说明原模型存在异方差性。如：帕克检验常用的函数形式：ieXXfjiji2)(或ijiiXelnln)ln(22 假设在统计上是显著的，表明存在异方差性。3 3、戈德菲尔德、戈德菲尔德-匡特匡特(Gold
9、feld-Quandt)(Goldfeld-Quandt)检验检验 G-Q检验以F检验为基础，适用于样本容量较大、异方差递增或递减的情况。G-Q G-Q检验的思想：检验的思想：先将样本一分为二，对子样先将样本一分为二，对子样和子和子样样分别作回归，然后利用两个子样的残分别作回归，然后利用两个子样的残差平方和之比构造统计量进行异方差检验。差平方和之比构造统计量进行异方差检验。由于该统计量服从由于该统计量服从F F分布，因此假如分布，因此假如存在递增的异方差，则存在递增的异方差，则F F远大于远大于1 1；反之就；反之就会等于会等于1 1同方差）、或小于同方差）、或小于1 1递减方递减方差）。差）
10、。G-Q G-Q检验的步骤：检验的步骤：将n对样本观察值(Xi,Yi)按观察值Xi的大小排队将序列中间的c=n/4个观察值除去，并将剩下的观察值划分为较小与较大的相同的两个子样本，每个子样样本容量均为(n-c)/2对每个子样分别进行OLS回归，并计算各自的残差平方和 在同方差性假定下，构造如下满足F分布的统计量)12,12()12()12(2122kcnkcnFkcnekcneFii 给定显著性水平，确定临界值F(v1,v2)，若F F(v1,v2)，则拒绝同方差性假设，表明存在异方差。当然，还可根据两个残差平方和对应的子样的顺序判断是递增型异方差还是递减异型方差。3 3、怀特、怀特White
11、White检验检验 怀特检验不需要排序，且适合任何形式的异方差 怀特检验的基本思想与步骤以二元为例）：iiiiXXY22110然后做如下辅助回归iiiiiiiiXXXXXXe215224213221102 可以证明，在同方差假设下：(*)R2为(*)的可决系数，h为(*)式解释变量的个数，表示渐近服从某分布。留意：留意：辅助回归仍是检验与解释变量可能的组合的显著性，因此，辅助回归方程中还可引入解释变量的更高次方。如果存在异方差性，则表明确与解释变量的某种组合有显著的相关性，这时往往显示出有较高的可决系数以及某一参数的t检验值较大。当然，在多元回归中，由于辅助回归方程中可能有太多解释变量，从而使
12、自由度减少，有时可去掉交叉项。六、异方差的修正 模型检验出存在异方差性，可用加权最小二乘法Weighted Least Squares,WLS进行估计。加权最小二乘法的基本思想：加权最小二乘法的基本思想：加权最小二乘法是对原模型加权，使之加权最小二乘法是对原模型加权，使之变成一个新的不存在异方差性的模型，然变成一个新的不存在异方差性的模型，然后采用后采用OLS估计其参数。估计其参数。在采用OLS方法时:对较小的残差平方ei2赋予较大的权数，对较大的残差平方ei2赋予较小的权数。21102)(kkiiiiXXYWeW 例如，如果对一多元模型，经检验知：222)()()(jiiiiXfEVar i
13、jiijijiijiXXfXXfXfYXf22110)(1)(1)(1)(1 ijikijikXfXXf)(1)(1 新模型中，存在 222)()(1)(1()(1(ijiijiijiEXfXfEXfVar即满足同方差性，可用OLS法估计。一般情况下一般情况下:对于模型 Y=X+存在 W2)()(0)(ECovEW wwwn12即存在异方差性。W是一对称正定矩阵，存在一可逆矩阵是一对称正定矩阵，存在一可逆矩阵D使得使得 W=DD 用D-1左乘 Y=X+两边，得到一个新的模型：DXDYD111*XY该模型具有同方差性。由于 1211211111)()()(DDDDDDDDDD*EEEI2*1*)
14、(YXXXYWXXWXYDDXXDDX11111111)()(这就是原模型 Y=X+的加权最小二乘估计量，是无偏、有效的估计量。这里权矩阵为D-1，它来自于原模型残差项的方差-协方差矩阵2W。如何得到如何得到2W？从前面的推导过程看，它来自于原模型残差项的方差-协方差矩阵。因此 仍对原模型进行OLS估计，得到随机误差项的近似估计量i，以此构成权矩阵的估计量，即2212neeW 这时可直接以|/1,|,|/1|,|/1211neeediagD作为权矩阵。留意：留意：在实际操作中人们通常采用如下的经验方法：不对原模型进行异方差性检验，而是直接选择加权最小二乘法，尤其是采用截面数据作样本时。如果确实
15、存在异方差，则被有效地消除了；如果不存在异方差性，则加权最小二乘法等价于普通最小二乘法七、案例七、案例-中国农村居民人均消费函数中国农村居民人均消费函数 例例4.1.4 4.1.4 中国农村居民人均消费支出主要由中国农村居民人均消费支出主要由人均纯收入来决定。人均纯收入来决定。农村人均纯收入包括农村人均纯收入包括(1)(1)从事农业经营的收入，从事农业经营的收入，(2)(2)包括从事其他产业的经营性收入包括从事其他产业的经营性收入(3)(3)工资性收工资性收入、入、(4)(4)财产收入财产收入(4)(4)转移支付收入。转移支付收入。考察从事农业经营的收入考察从事农业经营的收入(X1)(X1)和
16、其他收入和其他收入(X2)(X2)对中国农村居民消费支出对中国农村居民消费支出(Y)(Y)增长的影响增长的影响:22110lnlnlnXXY表表 4.1.1 中中国国 2001年年各各地地区区农农村村居居民民家家庭庭人人均均纯纯收收入入与与消消费费支支出出相相关关数数据据（单单位位：元元）地区 人均消费 支出 Y 从事农业经营 的收入 1X 其他收入 2X 地区 人均消费 支出 Y 从事农业经营 的收入 1X 其他收入 2X 北 京 3552.1 579.1 4446.4 湖 北 2703.36 1242.9 2526.9 天 津 2050.9 1314.6 2633.1 湖 南 1550.6
17、2 1068.8 875.6 河 北 1429.8 928.8 1674.8 广 东 1357.43 1386.7 839.8 山 西 1221.6 609.8 1346.2 广 西 1475.16 883.2 1088.0 内蒙古 1554.6 1492.8 480.5 海 南 1497.52 919.3 1067.7 辽 宁 1786.3 1254.3 1303.6 重 庆 1098.39 764.0 647.8 吉 林 1661.7 1634.6 547.6 四 川 1336.25 889.4 644.3 黑龙江 1604.5 1684.1 596.2 贵 州 1123.71 589.6
18、 814.4 上 海 4753.2 652.5 5218.4 云 南 1331.03 614.8 876.0 江 苏 2374.7 1177.6 2607.2 西 藏 1127.37 621.6 887.0 浙 江 3479.2 985.8 3596.6 陕 西 1330.45 803.8 753.5 安 徽 1412.4 1013.1 1006.9 甘 肃 1388.79 859.6 963.4 福 建 2503.1 1053.0 2327.7 青 海 1350.23 1300.1 410.3 江 西 1720.0 1027.8 1203.8 宁 夏 2703.36 1242.9 2526.
19、9 山 东 1905.0 1293.0 1511.6 新 疆 1550.62 1068.8 875.6 河 南 1375.6 1083.8 1014.1 普通最小二乘法的估计结果：21ln5084.0ln3166.0655.1lnXXY (1.87)(3.02)（10.04）2R=0.7831 2R=0.7676 DW=1.89 F=50.53 RSS=0.8232 异方差检验 进一步的统计检验进一步的统计检验 (1)G-Q检验检验 将原始数据按X2排成升序，去掉中间的7个数据，得两个容量为12的子样本。对两个子样本分别作OLS回归，求各自的残差平方和RSS1和RSS2：子样本1：21ln11
20、9.0ln343.0061.4lnXXY (3.18)(4.13)(0.94)R2=0.7068，RSS1=0.0648子样本2：21ln776.0ln138.0791.0lnXXY (0.43)(0.73)(6.53)R2=0.8339，RSS2=0.2729计算计算F F统计量：统计量：F=F=RSS2/RSS1=0.2792/0.0648=4.31 RSS2/RSS1=0.2792/0.0648=4.31 查表 给定=5%，查得临界值 F0.05(9,9)=2.97判别 F F0.05(9,9)否定两组子样方差相同的假设，从而该总体随机项存在递增异方差性。（2 2怀特检验怀特检验 作辅助
21、回归:2222112)(ln026.0ln055.0)(ln015.0ln102.017.0XXXXe （-0.04）(0.10)(0.21)(-0.12)(1.47)21lnln043.0XX (-1.11)R2=0.4638似乎没有哪个参数的t检验是显著的。但 n R2=31*0.4638=14.38=5%下，临界值 20.05(5)=11.07，拒绝同方差性 去掉交叉项后的辅助回归结果 2222112)(ln039.0ln539.0)(ln042.0ln570.0842.3XXXXe (1.36)(-0.64)(064)(-2.76)(2.90)R2=0.4374X2项与X2的平方项的参数的t检验是显著的，且 n R2=31 0.4374=13.56 =5%下，临界值 20.05(4)=9.49 拒绝同方差的原假设 原模型的加权最小二乘回归原模型的加权最小二乘回归 对原模型进行OLS估计，得到随机误差项的近似估计量i，以此构成权矩阵2W的估计量；再以1/|i|为权重进行WLS估计，得 21ln527.0ln319.0497.1lnXXY (5.12)(5.94)（28.94）2R=0.9999 2R=0.9999 DW=2.49 F=924432 RSS=0.0706 各项统计检验指标全面改善各项统计检验指标全面改善
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