設(shè)定誤差與測(cè)量誤差

1、設(shè)定誤差與測(cè)量誤差實(shí)驗(yàn)?zāi)康姆治鱿M(fèi)水平與國名收入的關(guān)系，分析其中的設(shè)定誤差和測(cè)量誤差，熟練掌握Eviews的用法。實(shí)驗(yàn)要求1978年-2003年的全國居民消費(fèi)水平與國民收入的數(shù)據(jù)如下。年 份國民總收入（GNI）國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)全國居民消費(fèi)水平(CT)農(nóng)村居民消費(fèi)水平(CN)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平(CC)19783624.1 3624.1 18413840519794038.2 4038.2 20715843419804517.8 4517.8 23617849619814860.3 4862.4 26219956219825301.8 5294.7 28422157619835957.4 59

2、34.5 31124660319847206.7 7171.0 32728366219858989.1 8964.4 437347802198610201.4 10202.2 485376805198711954.5 11962.5 5504171089198814922.3 14928.3 693 508 1431 198916917.8 16909.2 762 5531568199018598.4 18547.9 8035711686199121662.5 21617.8 8966211925199226651.9 26638.1 10707182356199334560.5 34634.

3、4 13318553027199446670.0 46759.4 174611183891199557494.9 58478.1 2236 1434 4874 199666850.5 67884.6 2641 1768 5430 199773142.7 74462.6 2834 1876 5796 199876967.2 78345.2 2972 1895 6217 199980579.4 82067.5 3138 1927 6796 200088254.0 89468.1 3397 2037 7402 200195727.9 97314.8 3609 2156 7761 2002103935

4、.3 105172.3 3818 2269 8047 2003116603.2 117251.9 4089 2361 8471 若依據(jù)弗里德曼的持久收入假設(shè)，消費(fèi)函數(shù)的真正模型應(yīng)為 （1）試用Eviews軟件，采用兩種以上檢驗(yàn)方法對(duì)實(shí)證分析模型 進(jìn)行變量設(shè)定檢驗(yàn)；（2）若。試用Eviews軟件，采用兩種以上檢驗(yàn)方法對(duì)實(shí)證分析模型 進(jìn)行測(cè)量誤差檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)原理最小二乘法試驗(yàn)步驟一、 變量設(shè)定檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行回歸得如下回歸結(jié)果Dependent Variable: CCMethod: Least SquaresDate: 12/03/10 Time: 15:07Sample: 1978 2003Inc

5、luded observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C219.614257.412813.8251770.0008GDP0.0761040.00107171.033110.0000R-squared0.995266    Mean dependent var3196.615Adjusted R-squared0.995069    S.D. dependent var2849.293S.E. of regres

6、sion200.0856    Akaike info criterion13.50917Sum squared resid960822.0    Schwarz criterion13.60595Log likelihood-173.6192    F-statistic5045.703Durbin-Watson stat0.640170    Prob(F-statistic)0.000000然后得到殘插圖為由圖可知模型存在自相關(guān)1

7、DW檢驗(yàn)建立一個(gè)新變量T=GNI-GDP,則可認(rèn)為T為遺漏變量，按遺漏變量T從小到大的順序?qū)埐钚蛄羞M(jìn)行排序，下圖為排列后的T和E按照公式計(jì)算d，即命令行鍵入 genr d1=(e-e(-1)2, genr d2=e2，分別生成公式中的分子分母求和號(hào)內(nèi)的變量，可得到分子分母的均值，下圖為d1、d2的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果由上表得到，查表，在顯著水平下，和時(shí)，有，4-1.461= 2.539,即=。落在無自相關(guān)區(qū)，表明遺漏變量現(xiàn)象在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著。2LM檢驗(yàn)先得殘差序列，再將其與全部解釋變量進(jìn)行回歸得到，設(shè)定，構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其中：約束個(gè)數(shù)是中設(shè)定存在遺漏變量的個(gè)數(shù)若，則拒絕，否則，接受。用殘差序列對(duì)全部

8、的解釋變量（包括遺漏變量）進(jìn)行回歸，圖如下計(jì)算，查表，顯然，拒絕：存在遺漏變量的假設(shè)，接受無遺漏變量的假設(shè)。二、測(cè)量誤差的檢驗(yàn)采用豪斯曼方法,先對(duì)對(duì)模型進(jìn)行回歸,得如下回歸結(jié)果Dependent Variable: CCMethod: Least SquaresDate: 12/03/10 Time: 15:07Sample: 1978 2003Included observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C219.614257.412813.8251770.0008GDP0.0761040.

9、00107171.033110.0000R-squared0.995266    Mean dependent var3196.615Adjusted R-squared0.995069    S.D. dependent var2849.293S.E. of regression200.0856    Akaike info criterion13.50917Sum squared resid960822.0    Schwarz criterion13.60595Log likelihood-173.6192    F-statistic5045.703Durbin-Wat