計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)案例分析報(bào)告-供參考

1、 計(jì) 量 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 實(shí) 驗(yàn) 報(bào) 告實(shí)驗(yàn)課題： 各章節(jié)案列分析 姓 名： 茆 漢 成 班 級(jí)： 會(huì)計(jì)學(xué)12-2班 學(xué) 號(hào)： 2012213572 指導(dǎo)老師： 蔣 翠 俠 報(bào)告日期： 2015.06.18 目錄TOC o 1-3 h u HYPERLINK l _Toc20657 第二章 簡(jiǎn)單線性回歸模型案例 PAGEREF _Toc20657 1 HYPERLINK l _Toc8095 1 問題引入 PAGEREF _Toc8095 1 HYPERLINK l _Toc18515 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc18515 1 HYPERLINK l _Toc756 3 估計(jì)參數(shù) PA

2、GEREF _Toc756 3 HYPERLINK l _Toc5448 4 模型檢驗(yàn) PAGEREF _Toc5448 3 HYPERLINK l _Toc13909 第三章 多元線性回歸模型案例 PAGEREF _Toc13909 5 HYPERLINK l _Toc12036 1 問題引入 PAGEREF _Toc12036 5 HYPERLINK l _Toc17826 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc17826 5 HYPERLINK l _Toc824 3 估計(jì)參數(shù) PAGEREF _Toc824 6 HYPERLINK l _Toc31697 4 模型檢驗(yàn) PAGEREF

3、_Toc31697 6 HYPERLINK l _Toc7399 第四章 多重線性案例 PAGEREF _Toc7399 8 HYPERLINK l _Toc31799 1 問題引入 PAGEREF _Toc31799 8 HYPERLINK l _Toc11519 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc11519 8 HYPERLINK l _Toc11055 3 參數(shù)估計(jì) PAGEREF _Toc11055 8 HYPERLINK l _Toc18675 4 對(duì)多重共線性的處理 PAGEREF _Toc18675 9 HYPERLINK l _Toc2270 第五章 異方差性案例 PAGE

4、REF _Toc2270 10 HYPERLINK l _Toc5863 1 問題引入 PAGEREF _Toc5863 11 HYPERLINK l _Toc30496 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc30496 11 HYPERLINK l _Toc7272 3 參數(shù)估計(jì) PAGEREF _Toc7272 11 HYPERLINK l _Toc27625 4 異方差檢驗(yàn) PAGEREF _Toc27625 11 HYPERLINK l _Toc19405 5 異方差性的修正 PAGEREF _Toc19405 14 HYPERLINK l _Toc23450 第六章 自相關(guān)案例 PA

5、GEREF _Toc23450 14 HYPERLINK l _Toc3506 1 問題引入 PAGEREF _Toc3506 15 HYPERLINK l _Toc12071 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc12071 15 HYPERLINK l _Toc14286 3 用OLS估計(jì) PAGEREF _Toc14286 15 HYPERLINK l _Toc8848 4 自相關(guān)其他檢驗(yàn) PAGEREF _Toc8848 15 HYPERLINK l _Toc21336 5 消除自相關(guān) PAGEREF _Toc21336 16 HYPERLINK l _Toc12358 第七章 分布滯

6、后模型與自回歸模型案例 PAGEREF _Toc12358 18 HYPERLINK l _Toc17499 7.2案例1 PAGEREF _Toc17499 19 HYPERLINK l _Toc23925 1 問題引入 PAGEREF _Toc23925 19 HYPERLINK l _Toc20552 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc20552 19 HYPERLINK l _Toc17112 3 參數(shù)估計(jì) PAGEREF _Toc17112 19 HYPERLINK l _Toc14785 7.3案例2 PAGEREF _Toc14785 20 HYPERLINK l _Toc6

7、703 1 問題引入 PAGEREF _Toc6703 21 HYPERLINK l _Toc22169 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc22169 21 HYPERLINK l _Toc16560 3、回歸分析 PAGEREF _Toc16560 21 HYPERLINK l _Toc15128 4 模型檢驗(yàn) PAGEREF _Toc15128 23 HYPERLINK l _Toc7622 第八章 虛擬變量回歸案例 PAGEREF _Toc7622 23 HYPERLINK l _Toc19516 1 問題引入 PAGEREF _Toc19516 24 HYPERLINK l _To

8、c6346 2 模型設(shè)定 PAGEREF _Toc6346 24 HYPERLINK l _Toc22786 3 參數(shù)估計(jì) PAGEREF _Toc22786 26 HYPERLINK l _Toc23975 4 模型檢驗(yàn) PAGEREF _Toc23975 27 簡(jiǎn)單線性回歸模型案例問題引入 居民消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展中有著重要的作用。適度的居民消費(fèi)規(guī)模和合理的消費(fèi)模型是人民生活水平的具體體現(xiàn)，有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康的增長(zhǎng)。隨著社會(huì)信息化程度和居民的收入水平的提高，計(jì)算機(jī)的運(yùn)用越來越普及，作為居民耐用消費(fèi)品重要代表的計(jì)算機(jī)已經(jīng)為眾多的城鎮(zhèn)居民家庭所擁有。研究中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民計(jì)算機(jī)擁有量與居民

9、收入水平的數(shù)量關(guān)系。影響居民計(jì)算機(jī)擁有量的因素有多種，但從理論和經(jīng)驗(yàn)分析，最主要的影響因素應(yīng)是居民收入水平。從理論上說居民收入水平越高，居民計(jì)算機(jī)擁有量越多。所以我們?cè)O(shè)定“城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶計(jì)算機(jī)擁有量（臺(tái)）”為被解釋變量，“城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭總收入（元）”為解釋變量。模型設(shè)定 （1）對(duì)數(shù)據(jù)X和Y的統(tǒng)計(jì)結(jié)果的描述圖表2-1：X和Y的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果 （2）X和Y的散點(diǎn)圖及分析圖表2-2：各地區(qū)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量與人均總收入的散點(diǎn)圖分析：從散點(diǎn)圖2-2中，可以看出各地區(qū)城鎮(zhèn)居民計(jì)算機(jī)擁有量隨著人均總收入水平的提高而增加，近似于線性關(guān)系，為分析中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量隨人

10、均總收入變動(dòng)的數(shù)量規(guī)律性，可以考慮建立如下簡(jiǎn)單線性回歸模型：3、估計(jì)參數(shù)圖表2-3：回歸結(jié)果可用規(guī)范的形式將參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)的結(jié)果寫為模型檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)所估計(jì)的參數(shù)=11.9580，=0.002 873，說明城鎮(zhèn)居民家庭人均總收入每增加1元，平均說來城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量將增加0.002 873臺(tái)，這與預(yù)期的經(jīng)濟(jì)意義相符。擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)由擬合優(yōu)度R2=0.831996可知，所建立的模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合度較高。對(duì)回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)：對(duì)1建立下列假設(shè)條件：原假設(shè)H0：1=0 備擇假設(shè)H1：10取=0.05，1服從t（29），P值檢驗(yàn)的結(jié)果是0.0421 0.05，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)

11、1=0，接受備擇假設(shè)10，說明1對(duì)被解釋變量有顯著性影響。對(duì)2建立下列假設(shè)條件：原假設(shè)H0：2=0 備擇假設(shè)H1：20取=0.05，2服從t（29），P值檢驗(yàn)的結(jié)果是0.00002.61，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程整體顯著。 t檢驗(yàn)：在顯著性水平=0.05時(shí)從 到的t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值分別是0.0161，0.0000，0.0000，0.0091，0.0189，均小于0.05，所以是顯著地。的t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0.07730.05,而0.07734.28，所以拒絕原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在異方差。White檢驗(yàn)圖表5-5：White檢驗(yàn)結(jié)果從圖5-5可以看出，n=18.0748,在=0.05下，查

12、表得臨界值(2)=5.9915,因?yàn)?n=18.0748(2)=5.9915，所以拒絕原假設(shè)、不拒絕備擇假設(shè)，表明模型存在異方差。5、異方差性的修正使用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)異方差進(jìn)行修正，選=為權(quán)數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn) 的效果最好。得到如下圖：圖表5-6：用權(quán)數(shù)的估計(jì)結(jié)果 可以看出，運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差后，參賽的t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著即估計(jì)結(jié)果為 =368.6203+2.9528 t= (4.3796) (3.589272)=0.4041 DW=1.7060 F=12.8828人口數(shù)量每增加1萬人，平均增加2.9528個(gè)醫(yī)療機(jī)構(gòu)，而不是之前的5.37個(gè)。雖然這個(gè)模型可能還存在某些不

13、足，但這一估計(jì)比引子更接近真實(shí)情況。自相關(guān)案例問題引入2011年中國(guó)農(nóng)村人口占總?cè)丝诘?9.73%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)為5222元，僅為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)15161的34.44%，農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)是一個(gè)值得研究的問題。2、模型設(shè)定 研究中國(guó)農(nóng)村居民收入消費(fèi)模型。影響因素較多，但由于各種限制因素，只引入居民收入這一影響因素進(jìn)行考量。 設(shè)定模型 -居民消費(fèi)，-居民收入19852011年農(nóng)村居民人均收入和消費(fèi)的數(shù)據(jù)為研究范圍3、用OLS估計(jì)圖后補(bǔ)6-1回歸結(jié)果所得估計(jì)結(jié)果為： (10.1079) (0.0121) t = (4.3680) (59.6060) R2 = 0.9930 F = 3552

14、.876 DW = 0.5300該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為27、一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知， dL=1.316，dU=1.469。該模型中DWdL,顯然該模型自相關(guān)。4、自相關(guān)其他檢驗(yàn)（1）殘差圖在圖6-2中，殘差的變動(dòng)有規(guī)律性，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)。 （2）BG檢驗(yàn) 從圖6-3可以看出 ，其p值為0.000756，表明存在自相關(guān)。圖表6-2：殘差圖圖表6-3：BG檢驗(yàn)結(jié)果5、消除自相關(guān)（1）采用廣義差分法。得回歸方程，則=0.7283。 對(duì)原模型建立廣義差分方程：-0.7283=(1-0.7283)+(-0.7283)

15、+廣義差分回歸的結(jié)果為：圖表6-4：廣義差分方程輸出結(jié)果由差分方程有，所以最終得到中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)模 （2）科克倫奧克特迭代法 由圖6-5可知，DW=1.7813可以判斷，dU = 1.461， dU DW4-dU，說明在5%顯著性水平下廣義差分后模型中已無自相關(guān)。 結(jié)論：中國(guó)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.7162，農(nóng)民人均實(shí)際純收入每增加1元，平均說來人均實(shí)際消費(fèi)支出將增加0.7162元。圖表6-5：科克倫-奧克特法估計(jì)結(jié)果分布滯后模型與自回歸模型案例7.2案例11、問題引入1955-1974年間美國(guó)制造業(yè)庫(kù)存量和銷售的關(guān)系，由于檢驗(yàn)加權(quán)法有一定的隨意性，需要操作者的要求較高，采用阿爾蒙法繼續(xù)

16、估計(jì)。2、模型設(shè)定 用阿爾蒙法進(jìn)行估計(jì)。將系數(shù)用二次多項(xiàng)式近似： 估計(jì)如下回歸方程： 3、參數(shù)估計(jì) 回歸結(jié)果如圖7-2-1所示。表中Z0,Z1，Z2對(duì)應(yīng)的系數(shù)分別為的估計(jì)值，將其代入阿爾蒙多項(xiàng)式，可計(jì)算得出的估計(jì)值。得到最終估計(jì)式為： 圖表7-2-1：回歸結(jié)果圖表7-2-2：回歸分析結(jié)果7.3案例2問題引入 貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，產(chǎn)生通貨膨脹的必要條件是貨幣的超量供應(yīng)。物價(jià)變動(dòng)與貨幣供應(yīng)量的變化有著較為密切的聯(lián)系，但是二者之間的關(guān)系不是瞬時(shí)的，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響存在一定時(shí)滯。在中國(guó)，大家普遍認(rèn)同貨幣供給的變化對(duì)物價(jià)具有滯后影響，但滯后期究竟有多長(zhǎng)，還存在不同的認(rèn)識(shí)。下面采集1996年1月

17、2008年11月全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)對(duì)這一問題進(jìn)行研究。模型設(shè)定 解釋變量：廣義貨幣M2的月增長(zhǎng)量-M2Z 被解釋變量：居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù)-TBZS 估計(jì)如下回歸模型：3、回歸分析圖表7-3-1：回歸結(jié)果從回歸結(jié)果來看，M2Z的t統(tǒng)計(jì)量值顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)當(dāng)期物價(jià)水平的影響在統(tǒng)計(jì)意義上有一定的影響，但沒有顯現(xiàn)出這種影響的滯后性。為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價(jià)的滯后性，我們做滯后6個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)?；貧w結(jié)果如圖7-3-2所示。從回歸結(jié)果來看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐步增加，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)水平的影響要經(jīng)過一段時(shí)間才能逐步顯現(xiàn)。但各滯后期的

18、系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長(zhǎng)。為此，我們做滯后12個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)?；貧w結(jié)果如圖7-3-3所示。從圖7-3-2可以看出，從M2Z到M2Z(11) , 回歸系數(shù)都不顯著異于零，而M2Z(12)的回歸系數(shù)顯著，這表明，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響在經(jīng)過12個(gè)月（即一年）后明顯地顯現(xiàn)出來。圖表7-3-2：回歸結(jié)果圖表7-3-3：回歸結(jié)果為了考察貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平影響的持續(xù)期，我們做滯后18個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如圖7-3-4.圖表7-3-4：回歸結(jié)果從滯后12個(gè)月開始t統(tǒng)計(jì)量值顯著，一直到滯后15個(gè)月為止，從滯后第16個(gè)月開始t值變得不顯

19、著；再?gòu)幕貧w系數(shù)來看，從滯后11個(gè)月開始，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響明顯增加，再滯后13個(gè)月時(shí)達(dá)到最大，然后逐步下降。4、模型檢驗(yàn) 在我國(guó)，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為三個(gè)季度，而且滯后影響具有持續(xù)性，持續(xù)的長(zhǎng)度大約為半年，其影響力度先遞增然后遞減，滯后結(jié)構(gòu)為型。虛擬變量回歸案例1、問題引入 為了考察改革開放以來中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄存款與收入的關(guān)系是否已發(fā)生變化，以城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額代表居民儲(chǔ)蓄（Y），以國(guó)民總收入GNI代表城鄉(xiāng)居民收入，分析居民收入對(duì)儲(chǔ)蓄存款影響的數(shù)量關(guān)系，并建立相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 。2、模型設(shè)定為了研究19782011年期間城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變化,考證城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況，如圖所示：圖表8-1：城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況從上圖中，尚無法得到居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲(chǔ)蓄的增量（YY），并作時(shí)序圖如下。從圖8.2可以看出，城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄行為表現(xiàn)出了明顯的階段特征：在1996年、2000年、2005年、2007年和2009年有五個(gè)明顯的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。圖表8-2：居民儲(chǔ)蓄增量圖 再?gòu)某青l(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與國(guó)民總收入之間關(guān)系的散布圖看（圖8.3），也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。圖表8-3：城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與居民總收入之間關(guān)系的散布圖為了