计量经济学作业,DOC

计量经济学作业
第二章
为了初步分析城镇居民家庭平均每百户计算机用户有量（Y）与城镇居民平均每人全年家庭总收入（X）的关系，可以作以X为横坐
所估计的参数，
总收入每增加1元，平均说来城镇居民每百户计算机拥有量将增加0.002873台，这与预期的经济意义相符。

拟合优度和统计检验
拟合优度的度量：本例中可决系数为0.8320，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“各地区城镇居民家庭人均总
收入”对被解释变量“各地区城镇居民每百户计算机拥有量”的绝大部分差异做出了解释。

对回归系数的t检验：针对和，估计的回归系数的标准误差和t值分别为：，；
的标准误差和t值分别为：，。

因为，
绝；因
，所以应拒绝。

城镇居民人均总收入对城镇居民每百
取，平均置信度
已经得到、、、n=31，可计算出。

当时，将相关数据代入计算得到83.7846 3.1627，即是说当地区城镇居民人均总收入达到25000元时，城镇居民每百户计算机拥有量平均值置信度95%的预测区间为（80.6219，86.9473）台。

个别置信度95%的预测区间为
当时，将相关数据代入计算得到83.784616.7190
是说，当地区城镇居民人均总收入达到元时，城镇居民每百户计算机拥有量
化，选择“教育支出在地方财政支出中的比重”作为其代表。

探索将模型设定为线性回归模型形式：
根据图中的数据，模型估计的结果写为
(935.8816)(0.0018)(0.0080)(0.0517)(9.0867)(470.3214)
t=（-2.5820）(6.3167)(4.9643)(2.8267)(2.5109)(1.8422)
=0.9732F=181.7539n=31
模型检验
1．经济意义检验
模型估计结果说明，在嘉定齐天然变量不变的情况下，地区生产1
2
中数据可以得到：=0.9732
可决系数为=0.9679
：,
性水平，在分布表中查出自由度为k-1=5何n-k=25
界值.由表3.4得到F=181.7539，由于F=181.7539>
，应拒绝原假设：，说明回归方程显著，即“地区生产总值”，“年末人口数”，“居民平均每人教育现金消费”，“居民教育消费价格指数”，“教育支出在地方财政支出中的比重”等变量联合起来确实对“地方财政教育支出”有显
著影响。

（3）t检验：分别针对，
给定显著水平，查t分布表得自由度为。

由表中数据可得，除了
以外，与、、、、对应的t统计量分别为
，这说明在显著水平
，也就是说，当在其他解释
（）
（）（）
（
响。

当给定显著性水平时，由于与
，小于，不能拒绝
的显著性水平下，“教育支出在地方财政支出中的比重”
，表明在α
在地方财政支出中的比重”（）对“地方财政教育支出”（Y）有显著的影响。

这样的结论从表中的P值也可以判断，与、、、
、估计值对应的P值均小于,表明在的显著
性水平下，对应解释标量对被解释变量影响显著。

与估计值对应的P值为0.0773，小于，表明在的显著性水平下，
“教育支出在地方财政支出中的比重”（）对“地方财政教育支出”（Y）的影响是显著的。

利用所估计的地方财政教育支出模型，可以通过某地区相应的“地区生产总值”（）、“年末人口数”（）、“居民平均每人现金教育消费”（）、“居民教育消费价格指数”（）、“教育支出在地方财政支出
该模型，可决系数很高，
，不仅
实确实存在一定的多重共线性。

将各变量进行对数变换，再对以下模型进行估计。

利用EViews软件，对、X2、X3、X4、X5分别取对数，分别生
型，
，所有系数估计值高度显著。

对系数估计值的解释如下：在其他变量保持不变的情况下，如果旅游人数每增加1％，则国内旅游收入平均增加0.921％；如果城镇居民旅游支出每增加1％，则国内旅游收入平均增加0.41％；如果农村居民旅游支出每增加1%，则国内旅游收入平均增加0.29%；如果铁路里程每增加1%，则国内旅游收入平均增加1%。

所有解释变量的符号都与先验预期相一致，即旅游人数、城乡居民旅游支出和铁路里程都与国内旅游收入正相关。

在这个例子中，经过数据变换后，尽管解释变量之间高度相关，但相关的统计检验指标，如回归方程检验的F统计量、各回归系数的t统计量都高度显著，且所有系数都具有正确的符号，这表明所有这
残差平方
大致看出残差平方随
趋势。

因此，模型很可能存在异方差。

但是是否确实存在异方差还应
样本区间1~8的回归结果：
样本区间14~21的回归结果：
1.求F统计量值。

基于以上两图中残差平方和的数据，即Sumsquaredresid的值。

由样本区间1~8的回归结果图中得到残差平
方和为=144958.9,由样本区间14~21的回归结果图得到残差平
方和为=734355.8，根据Goldfeld-Quandt检验，F统计量为
2.判断：
在下，上式分子、分母的自由度均为6，查F分布表得临
辅助函数为
经估计出现White检验结果，见下图
,，在
查分布表，得临界值，同时和
也显计算的统计量值
，所以拒绝原假设，不拒绝
上图为加权最小二乘估计结果。

可以看出，运用加权最小二乘法消除了异方差性后，参数的t检验均为显著，F检验也显著，即估计结果为
这说明人口数量每增加1万人，平均说来将增加2.7236个卫生医疗机构，而不是引子中得出的需要增加5.3735个医疗机构。

虽然这个模型可能还存在某些其他需要进一步解决的问题，但这一估计结果或许比引子中的结论更为接近真实情况。

图中显示,
表明存在自相关。

可见，模型中t统计量和F统计量的结论并不可信，
的回归可得残差序列，为估计自相关系数，用进行滞后一期的自回归，在EWiews命令栏中输入“lsee(-1)”可得回归方程：
由式可知，，对原模型进行广义差分回归：
在EWiews中操作得到广义差分回归的输出结果，如图：
由图可得回归方程为
Se=(6.4927)(0.0234)
式中，.
由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为26个。

查
统计表可知.461
相关。

可决系数统计量也均达到理想水平。

由差分方程由
们得到最终的中国农
由图DW=1.7813可以判断，,说明在5%显著性水平下广义差分后模型中已无自相关。

由中国农村居民消费的广义差分模型可知，中国农村居民的编辑消费倾向为0.7162，即中国农民人均实际纯收入每增加1元，平均说来人均实际消费支出将增加0.7162元。

第七章
7.4为了研究1955~1974年美国制造业库存量Y和销售额X的关系，下面用阿尔蒙法估计如下有限分布滞后模型：
在实际应用中，Eviews提供了多项式分布滞后指令“PDL”用于估计
行研究。

为了考察货币供应量的变化对物价的影响，我们用广义货币M2的月增长量M2Z作为解释变量，以居民消费价格月度同比指数TBZS为被解释变量进行研究。

首先估计如下回归模型：
得到的回归结果见下图：
从回归结果来看，M2Z的t统计量值显著，表明当期货币供应量的变化对当期物价水平的影响在统计意义上有一定影响，但没有显现出这种影响的滞后性。

为了分析货币供应量变化影响物价的滞后性，作滞后6个月的分布滞后模型的估计，在Eviews工作文档的方程设
结果表明，从滞后12个月开始t统计量值显著，一直到滞后15个月位置，从滞后第16个月开始t值变得不再显著；再从回归系数来看，从滞后11个月开始，货币供应量变化对物价水平的影响明显增加，在滞后13个月时达到最大然后逐步下降。

通过上述一系列分析，我们可以做出这样的判断：在我国，货币
供应量变化对物价水平的影响具有明显的滞后性，滞后期大约为三个季度，而且滞后影响具有持续性，持续的长度大约为半年，其影响力度先递增然后递减，滞后结构为∧型。

当然，从上述回归结果也可以看出，回归方程不高，DW值也偏低，表明除了货币供应量以外，还有其他因素影响物价变化；同时，
阶段性特征。

为了分析居民储蓄行为在1996~2011年不同时期的数量关系，以1996年、2000年、2005年、2007年和2009年的五个转折点为依据，分别引入虚拟变量、，这五个年度所对应的GNI分别为701420.5亿元、98000.5元、184088.6亿元、251483.2亿元、
340320亿元。

据此我们设定了如下以加法和乘法两种方式同时引入虚拟变量的模型：
；。

对上式进行回归，结果如下图所示。

se=(0.056512)(0.069078)(0.056164)
t=(-4.9543)(8.0005)(-9.1692)
由于的参数估计量的t值大于临界值（30-6）=1.711，其余各个斜率系数的t值均大于临界值（30-6）=2.064，表明各解释变量的斜率系数在显著性水平
下显著地不等于0，居民人民币储蓄存款年增加额的回归模型分别为
运用虚拟变量的规则和方法，没有考虑通货膨胀等因素，也没有考虑时间序列数据的特殊问题。

而在实证分析中，储蓄函数还应考虑如通货膨胀、消费行为变动等其他因素。