Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)三大檢驗(yàn).doc

學(xué)習(xí)資料收集于網(wǎng)絡(luò)，僅供參考 作業(yè)1 我們有1978-2007年我國(guó)財(cái)政收入,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,財(cái)政支出和商品零售價(jià)格指數(shù)的年度數(shù)據(jù)。請(qǐng)用Eview進(jìn)行回歸分析。（1） 根據(jù)回歸結(jié)果分析模型的經(jīng)濟(jì)意義（包含模型的顯著性，擬合優(yōu)度，系數(shù)的顯著性，系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義）建立模型，做OLS估計(jì)，得結(jié)果圖一，列表如下： 模型整體顯著性較高（F檢驗(yàn)十分顯著），可決系數(shù)和調(diào)整的可決系數(shù)較大，即樣本回歸方程對(duì)樣本觀測(cè)值擬合較好。t檢驗(yàn)顯示的系數(shù)不顯著（p值0.05,不能拒絕=0的原假設(shè)）,和的系數(shù)顯著（p值0.05，拒絕=0的原假設(shè)）。從模型的經(jīng)濟(jì)意義來(lái)看，財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)與財(cái)政收入成正相關(guān)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政收入成負(fù)相關(guān),不符合客觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律，可能與模型變量的選取有關(guān)?？紤]對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，結(jié)果為圖二。 對(duì)數(shù)變換后模型整體顯著性較高（F檢驗(yàn)十分顯著，p值=0.000.05,不能拒絕=0的原假設(shè)）,和的系數(shù)顯著（p值0.05，拒絕=0的原假設(shè)）。從模型的經(jīng)濟(jì)意義來(lái)看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)與財(cái)政收入均成正相關(guān)，符合客觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律。在其他條件不變的情況下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，財(cái)政收入平均增加0.448496%；在其他條件不變的情況下，財(cái)政支出每增加1%，財(cái)政收入平均增加0.631090%。（2） 分別用F檢驗(yàn)，Wald, LR, LM檢驗(yàn)檢驗(yàn): “財(cái)政收入和商品零售價(jià)格指數(shù)的邊際效應(yīng)之合為1”是否成立。(要求:清將必要的Eviews輸出結(jié)果放在作業(yè)中，并做必要的解釋)Wald檢驗(yàn)：在限制條件中輸入c(3)+c(4)=1，得出的結(jié)果圖三，t檢驗(yàn)F檢驗(yàn)卡方檢驗(yàn)p值均小于0.05，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為財(cái)政支出與商品零售價(jià)格指數(shù)之和為一不成立。F檢驗(yàn)：受限條件為，回歸模型為可得受限模型為對(duì)受限模型進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果見表4.可得，而無(wú)約束模型的，又，代入F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：,拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為財(cái)政支出與商品零售價(jià)格指數(shù)之和為一不成立。似然比LR檢驗(yàn)：受限模型，無(wú)約束模型，代入LR統(tǒng)計(jì)量服從卡方分布，查表得，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為財(cái)政支出與商品零售價(jià)格指數(shù)之和為一不成立。拉格朗日乘數(shù)LM檢驗(yàn)：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,服從卡方分布。將受限模型殘差與所有自變量做回歸，結(jié)果如圖