計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)案例分析報(bào)告

《量經(jīng)濟(jì)學(xué)》實(shí)報(bào)實(shí)驗(yàn)課題：各章節(jié)案列分析姓名：茆漢成班級：會計(jì)學(xué)12-2班學(xué)號：指導(dǎo)老師：報(bào)告日期：2015.06.18

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告目錄第二章簡單性回歸模型案例問引入.1模設(shè)定.1估參數(shù).3模檢驗(yàn).3第三章多元性回歸模型案例問引入.5模設(shè)定.5估參數(shù).6模檢驗(yàn).6第四章多重性案例問引入.8模設(shè)定.8參估計(jì).84對重共線性的處理第五章異方性案例問引入.11模設(shè)定.11參估計(jì).11異差檢驗(yàn).12異差性的修...............................................................................................................第六章自相案例.15問引入.模設(shè)定.用OLS估.....................................................................................................................15自關(guān)其他檢...............................................................................................................消自相關(guān).17第七章分布后模型與自回歸型案例197.2案例119問引入...................................................................................................................模設(shè)定...................................................................................................................參估計(jì)...................................................................................................................7.3案例221問引入...................................................................................................................模設(shè)定...................................................................................................................、回歸分析.214模檢驗(yàn)...................................................................................................................23第八章

虛擬變量回歸案例.問題引入.24模型設(shè)定.24參數(shù)估計(jì).26模型檢驗(yàn).271

第二章

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告簡單線性歸模型案例、問題引入居民消費(fèi)在社會經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展中有著重要的作用的居民消費(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)利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康的增長著會信息化程度和居民的收入水平的提高算機(jī)的運(yùn)用越來越普及為民耐用消費(fèi)品重要代表的計(jì)算機(jī)已經(jīng)為眾多的城鎮(zhèn)居民家庭所擁有中各地區(qū)城鎮(zhèn)居民計(jì)算機(jī)擁有量與居民收入水平的數(shù)量關(guān)系影響居民計(jì)算機(jī)擁量的因素有多種從理論和經(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居民收入水平越高民計(jì)算機(jī)擁有量越多所我們設(shè)定“城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶計(jì)算機(jī)擁有量（臺）”為被解釋變量鎮(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）對數(shù)據(jù)X和Y的計(jì)結(jié)果的描述圖表2-1：和Y的述統(tǒng)計(jì)果1

t2tt合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量t2tt（2）XY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水平的提高而增加近似于線性關(guān)系為分析國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量隨人均總收入變動(dòng)的數(shù)量規(guī)律性，可以考慮建立如下簡單線性回歸模型：Y2

2合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告2、估計(jì)參數(shù)圖表：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

t

11.95800.002873Xt(5.6228)24)t(2.1267)0.8320F143.583631、模型檢驗(yàn)（1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)所估計(jì)的參數(shù)=11.9580，=0.002873，說城鎮(zhèn)居民家庭人均總?cè)朊吭黾?元均說來城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量將增加0.002873臺與期的經(jīng)濟(jì)意義相符。（2）擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)由擬合優(yōu)度R=0.831996可知，建立的模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合度較高。對回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)—檢驗(yàn)：對β建立列假設(shè)條件：原假設(shè)H：=0備假設(shè)H：β≠0取α=0.05，β服從t~），P值驗(yàn)的結(jié)果是0.05，以應(yīng)該拒絕原假設(shè)β，受備擇假設(shè)β≠0說明β被解釋變量有顯著性影響。對β建立列假設(shè)條件：3

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告原假設(shè)H：=0備假設(shè)H：β≠0取α=0.05，β服（29），P值檢驗(yàn)的結(jié)果是0.0000<0.05，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)β=0受備擇假設(shè)β≠0說解釋變量城鎮(zhèn)居民平均每人家庭總收入對被解釋變量城鎮(zhèn)居民平均每百戶計(jì)算機(jī)擁有量有顯著影響。圖表2-4：剩余項(xiàng)、實(shí)際值、擬合值圖形4

第三章

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告多元線性歸模型案例、問題引入改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)增長迅速，各級政府對教育的投入不斷增加2012年各級政府的教育的支出達(dá)到國內(nèi)生產(chǎn)總值的，其中地方支出占約。為了研究影響中國地方財(cái)政教育支出差異的主要原因地方財(cái)政教育支出增的數(shù)量規(guī)律預(yù)測中國地方財(cái)政教支出的增長趨勢結(jié)了影響中國地方財(cái)政教育支出的主要的因素有：（1）由地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模決的地方整體財(cái)力；（2）地區(qū)人口數(shù)量不同定各地教育規(guī)模不同；（3民對教育質(zhì)量的求對以政府教育投入為代表的公共財(cái)政的需求會有相當(dāng)?shù)挠绊?。?）物價(jià)水平，影響地財(cái)政對教育的支出。（5）地方政府對教育投的能力與意愿研究范圍：個(gè)省市區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本。、模型設(shè)定（1）地方財(cái)政教育支出及影響因素圖表3-1：地方財(cái)政教育支出及影響因素?cái)?shù)據(jù)形從上圖可以看出地地方財(cái)教育經(jīng)費(fèi)支出及各影響因素的差異明顯變的方向基本相同，相互間可能具有一定的相關(guān)性。5

ii2iii5iiii2合ii2iii5iiii2探索將模型設(shè)定為線性回歸模型形式：Y、估計(jì)參數(shù)圖表：回歸結(jié)果由上圖中數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Y2416.490.0112X0.1460

(935.8816)(0.0517)(9.0867)(470.3214)t(2.5820)(6(2.5109)(1.8422)_R0.97320.9679F181.753931、模型檢驗(yàn)（1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：在假定其它變量不變的情況下，地區(qū)生產(chǎn)總(GDP)增長億平說來地方財(cái)政教育支出將增長0.0112億地區(qū)年末人口每增長1萬，平均說來地方財(cái)政教育支出會增長0.0395億；當(dāng)居民平均每人教育現(xiàn)金消費(fèi)增加元，平均說來地方財(cái)政教育支出會增億；當(dāng)居民教育消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增加1個(gè)分點(diǎn)，平均說來地方財(cái)政教育支出會增長億。當(dāng)教育支出在地方財(cái)政支出中的比重增加1%平均說來地方財(cái)政教育支出會增長866.41億元。6

到合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告到（2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度：

，修正的可決系數(shù)為

R

，說明模型對樣本的擬合很好。F檢：給定顯著性水平α，查分表自由度為k-1=5n-k=25的界值為F）

，由于，拒絕原假設(shè)，說明回歸方程整體顯著。t檢：在顯著性水平時(shí)

的

t統(tǒng)量對應(yīng)的P分別是，，，，均小于0.05，所以是顯著地。

的

t統(tǒng)量對應(yīng)的P值為0.0773>0.05,而，明在，時(shí)“教育支出在地方財(cái)政支出中的比重”對地方財(cái)政教育支出沒有顯著影響，而在時(shí)有顯著響。7

合肥工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告第四章多線性案例1、問題引入近年來國游業(yè)一直保持高發(fā)展游作為國民經(jīng)濟(jì)的新增長點(diǎn)整個(gè)社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中的作用日益明顯旅游業(yè)分為國內(nèi)旅游和入境旅游兩袋市場旅外匯收入年均增長22.6%與此時(shí)，國內(nèi)旅游業(yè)迅速增長。為了規(guī)劃中國未來國內(nèi)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，需要定量地分析影響國國內(nèi)旅游市場發(fā)展的主要因素。2、模型設(shè)定經(jīng)分析響旅游市場收入主要要是了內(nèi)旅游人數(shù)和旅游支出以為能與相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施有關(guān)。為此設(shè)定量如下：被解釋變量為：第t全國國內(nèi)游收-影響因素有：旅游人數(shù)X2城鎮(zhèn)居民人均旅游支出X3農(nóng)村居民人均旅游支出X4基礎(chǔ)設(shè)路里程X5所以設(shè)定多元線性回歸模型：

t

12

2t

3

3t

4

4

5

5t

t3、參數(shù)估計(jì)圖表：OLS回歸結(jié)果8

R合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告R該模型=0.9814擬合程度較好，F(xiàn)檢值，顯顯著。但是在顯著性水平=0.05x2的數(shù)不顯著。而且x3,x5的號與預(yù)期相反，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。圖表：相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出各解釋變量相互之間關(guān)系數(shù)較高定存在一定的共線性通過輔助回歸得出各個(gè)回歸的可決系數(shù)和方差擴(kuò)大因子：被解釋變量

可決系數(shù)R2的值

方差擴(kuò)大因子X

2

13.9860X

3

X

4

X

5

25.9740方差擴(kuò)大因子大于時(shí)，相應(yīng)解釋變量與其余解釋量間有共線性，由此可X3有嚴(yán)重的共線性4、對多重共線性的處理圖后補(bǔ)9

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告估計(jì)結(jié)果為：ln=-8.4495+0.9168lnX2+0.4136lnX3+0.2890lnX4+0.9982lnX5(0.6050)(0.0936)(0.1390)(0.0459)(0.4209)t=(-13.97)(2.98)(6.30)(0.0000)(0.0107)(0.0000)(0.0338)R

=0.9972F=1550.58該模型可決系數(shù)較高檢驗(yàn)值為，顯顯著，各系數(shù)也顯著。說明消除了多重共線性。對系數(shù)估計(jì)值的解釋：在其他變量保持不變的情況下，如果旅游人數(shù)每增加%，則國內(nèi)旅游收入平均增加；如果城鎮(zhèn)居民旅游支出每增加，則國內(nèi)旅游收入平均增加0.41%；如果農(nóng)村居民旅游支出每增1%，則國內(nèi)旅游收入平均增加；果鐵路里程每增加，則國內(nèi)旅游收入平均增加1%。所有的檢驗(yàn)變量的符號都與先驗(yàn)預(yù)期相一致旅游人數(shù)鄉(xiāng)居民旅游支出和鐵路里程都與國內(nèi)旅游收入正相關(guān)。0

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告第五章異差性案例、問題引入為了給制定醫(yī)療機(jī)構(gòu)的規(guī)劃提供依據(jù)，分析醫(yī)療機(jī)構(gòu)與人口數(shù)量之間的關(guān)系。建立衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)與人口數(shù)之間的回歸模型。以四川省2000年各地區(qū)醫(yī)療構(gòu)數(shù)與人口數(shù)。為實(shí)驗(yàn)研究范圍。、模型設(shè)定被解釋變量：衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)-Y解釋變量：人口數(shù)-X理論模型設(shè)定為：Yi

=

b

1

+

Xi

+

i、參數(shù)估計(jì)圖表：回歸結(jié)果估計(jì)結(jié)果為：i

X

i(291.5642)(0.6442)t=(-1.9306)(8.3398)R

=0.7854該模型結(jié)果認(rèn)為人口數(shù)量每增加人，平均醫(yī)療機(jī)構(gòu)將增加.37個(gè)，與實(shí)際情況不相符，所以該模型可能存在異方差。

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告、異方差檢驗(yàn)（1圖形法讓e2=resid^2,做e2和X的點(diǎn)圖如下：圖表5-2：點(diǎn)圖由圖可看出，殘差平方對解釋變量x的點(diǎn)圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方e2X的動(dòng)呈增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。（2）檢先將變量按遞增性排序，樣本容量為2，除中間5各本，剩下的平分為兩個(gè)子樣本：和14-21.樣的OLS計(jì)結(jié)果如下：圖表5-3：樣本區(qū)間的歸結(jié)果2

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告在對樣的OLS計(jì)結(jié)果如下：圖表5-4：樣本區(qū)間的歸果求F統(tǒng)量值圖和可得到兩個(gè)子樣本的殘差平方和F統(tǒng)計(jì)量為：F=

e2iei

=

=5.0763在=0.05下F計(jì)量中分子分母的自由度均為6，查表得因?yàn)?.0763>4.28，所拒絕原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在異方差。（3）White驗(yàn)

F(6,6)圖表5-5White檢結(jié)果從圖可看出，n

R

在=0.05下，查表得臨值

2

因3

212合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告212

2

，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。、異方差性的修正使用加權(quán)最小二乘方進(jìn)行修正

1t

=

X

i

2t

=

1X2i

3t

=

X

i為權(quán)數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)X的果最好。得到如下圖：i圖表5-6：用權(quán)數(shù)2的計(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驗(yàn)均顯著，檢也顯著即估計(jì)結(jié)果為i

=368.6203+2.9528

X

it=

2

=0.4041DW=1.7060人口數(shù)量每增加1萬，平均增加2.9528醫(yī)療機(jī)構(gòu)，而不是之前的個(gè)雖然這個(gè)模型可能還存在某些不足，但這一估計(jì)比引子更接近真實(shí)情況。4

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告第六章自關(guān)案例、問題引入年中國農(nóng)村人口總?cè)丝诘霓r(nóng)村居民人均費(fèi)為5222元為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)15161，農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)是一個(gè)值得研究問題。、模型設(shè)定研究中國農(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Y=t

1

2

Xut

t

-居民消費(fèi)，

-居民收入—年農(nóng)村居民人均收入和消費(fèi)的數(shù)據(jù)為研究范圍、用OLS計(jì)圖后補(bǔ)歸結(jié)果所得估計(jì)結(jié)果為：Xtt(10.1079)t=(4.3680)

(0.0121)(59.6060)R2=F=3552.876DW=該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本量為、一個(gè)解釋變量的模型、顯水平，查統(tǒng)表可知，，dU=1.469。模型中DW<dL,顯然該模型相關(guān)。5

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告、自相關(guān)其他檢驗(yàn)（1殘差圖在圖中，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)存在階正自相關(guān)。（2）檢從圖以看出

LM

270.5324114.3751

其為0.000756明存在自相關(guān)。圖表6-2：差圖圖表6-3BG驗(yàn)結(jié)果6

??合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告??、消除自相關(guān)（1采用廣義差分法。得回歸方程

=0.7283ett

，則

。對原模型建立廣義差分方程：

-0.7283

=

1

2

(

-0.7283

)+

廣義差分回歸的結(jié)果為：圖表：廣義差分方程輸出結(jié)果由差分方程有

13.66401

，所以最終得到中國農(nóng)村居民消費(fèi)模Y

t

X

t（2）科克倫－奧克特迭代法由圖知，DW=1.7813可判斷dU，dU<DW<4-dU，明在5%顯性水平下廣義差分后模型中已無自相關(guān)。結(jié)論中農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)向?yàn)?.7162農(nóng)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)支出將增加元。7

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告圖表：科克倫奧克特法估計(jì)結(jié)果8

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告第七章分滯后模型與回歸模型案例7.2案例1、問題引入1955-1974年間美國制造業(yè)庫存量和銷售的關(guān)系于驗(yàn)加權(quán)法有一定的隨意性要操作者的要求較高，采用阿爾蒙法繼續(xù)估計(jì)。、模型設(shè)定YXtt1

t

2

t

X3

t

t用阿爾蒙法進(jìn)行估計(jì)。將系數(shù)用二次多項(xiàng)式近似：1222估計(jì)如下回歸方程：YZt00tt2tt3、參數(shù)估計(jì)回歸結(jié)果如圖7-2-1所。表中，Z2應(yīng)的系數(shù)分別為

、1

的估計(jì)值，將其代入阿爾蒙多項(xiàng)式，可計(jì)算得出

、01

3

的估計(jì)值。得到最終估計(jì)式為：0.66140.73630.5211ttttt圖表回歸結(jié)果9

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告圖表回歸分析結(jié)果0

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告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)價(jià)變動(dòng)與貨幣供應(yīng)量的變化有著較為密切的聯(lián)系是者之間的關(guān)系不是瞬時(shí)的幣供應(yīng)量的變化對物價(jià)的影響存在一定時(shí)滯在中國大家普遍認(rèn)同貨幣供給的變化對物價(jià)具有滯后影響滯后期究竟有多長，還存在不同的認(rèn)識。下面采集年1月年全國廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)對這一問題進(jìn)行研究。、模型設(shè)定解釋變量：廣義貨幣M2的月增長量-M2Z被解釋變量：居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指-TBZS估計(jì)如下回歸模型：t

M2Zt

t、回歸分析圖表7-3-1回歸結(jié)果從回歸結(jié)果來看的t統(tǒng)量值顯著明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對當(dāng)期物價(jià)水平的影響在統(tǒng)計(jì)意義上有一定的影響沒有顯現(xiàn)出這種影響的滯后性了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價(jià)的滯后性，我們做滯后月的分布滯后模型的估計(jì)。回歸結(jié)果如圖所從歸結(jié)果來看M2Z各后期的系數(shù)逐步增加表明期貨幣供應(yīng)量的變化對物價(jià)水平的影響要經(jīng)過一段時(shí)間才能逐步顯現(xiàn)。1

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)量值不顯著還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長，我們做滯后12個(gè)的分布滯后模型的估計(jì)?；貧w結(jié)果如圖所。從圖7-3-2可看出從M2Z到M2Z(11),回系數(shù)都不顯著異于零而M2Z(12)回歸系數(shù)顯著，這表明，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對物價(jià)水平的影響在經(jīng)過2個(gè)（即一年）后明顯地顯現(xiàn)出來。圖表回歸結(jié)果圖表回歸結(jié)果

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告為了考察貨幣供應(yīng)量變化對物價(jià)水平影響的持續(xù)期，我們做滯后18個(gè)的分布滯后模型的估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如圖7-3-4.圖表回歸結(jié)果從滯后12個(gè)開始t統(tǒng)量顯著一到滯后15個(gè)為止從后第個(gè)月開始t值變得不顯著；再從回歸系數(shù)來看，從滯后11個(gè)開始，貨幣供應(yīng)量變化對物價(jià)水平的影響明顯增加，再滯后個(gè)時(shí)達(dá)到最大，然后逐步下降。、模型檢驗(yàn)在我國幣應(yīng)量變化對物價(jià)平的影響具有明顯的滯后性后大約為三個(gè)季度，而且滯后影響具有持續(xù)性持續(xù)的長度大約為半年影響力度先遞增然后遞減滯后結(jié)構(gòu)為Λ型。3

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告第八章虛變量回歸案、問題引入為了考察改革開放以來中國居民的儲蓄存款與收入的關(guān)系是否已發(fā)生變化，以城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額代表居民儲Y國民總收入GNI代城居民收入分析居民收入對儲蓄存款影響的數(shù)量關(guān)系，并建立相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。、模型設(shè)定為了研究1978年期間城鄉(xiāng)民儲蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變,考證城鄉(xiāng)居民儲蓄存款、國民總收入隨時(shí)間的變化情況，如圖所示：圖表8-1：鄉(xiāng)居民儲蓄存款、國民總收入隨時(shí)間的變化情況從上圖中尚無法得到居民的儲行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息取居民儲蓄的增量（），并作時(shí)序圖如下。從圖可看出，鄉(xiāng)居民的儲蓄行為表現(xiàn)出了明顯的階段特征在年年年年年五個(gè)明的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。4

合肥工業(yè)大學(xué)管學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告圖表8-2：居民儲蓄增量圖再從城鄉(xiāng)居民儲蓄存款增量與國民總收入之間關(guān)系的散布圖圖也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。圖表8-3：鄉(xiāng)居民儲蓄存款增量與居民總收入之間關(guān)系的散布圖為了分析居民儲蓄行為在1996—年同期的