計量經(jīng)濟學作

計量經(jīng)濟學作業(yè)實驗目的：掌握自相關(guān)，自相關(guān)檢驗及修正方法以Eviews軟件實現(xiàn)。實驗需求：①掌握自相關(guān)檢驗的三種方法②掌握廣義差分法實驗步驟：①建立工作文件②輸入數(shù)據(jù)③估計回歸模型④自相關(guān)檢驗⑤廣義差分法估計回歸模型實驗內(nèi)容：習題6.3和6.5習題6.31收入-消費函數(shù)利用DW統(tǒng)計量，偏相關(guān)系數(shù)和BG檢驗，檢測模型的自相關(guān)性DW統(tǒng)計量：一元線性回歸模型估計找Y=9河3.124墓11785仁+0.頁72253倚07804脫*X揮(17.0撫0232)鏡渠嶄(0.00蜜5408)產(chǎn)開T蝕=(5煉.4771灑43)怕控(133.宅5980)磚票R水^2=襲0.999編048響退DW=晝0.790未145仇漲F嘗=1784擺8.43扇此模型的可川決系數(shù)為棋0.999狼048哥，接近于1越，表明模型見對樣本擬合主優(yōu)度高；F灑統(tǒng)計量為羨17848膽.43武，其伴隨概伐率為0.0皂0000，奮接近于零，嘗表明模型整霞體線性關(guān)系急顯著，且回慢歸系數(shù)均顯爪著；對樣本想數(shù)n為柱19扇，解釋變量蒜個數(shù)k為1晴，若魔給定的顯著蟻性水平團=0.05歇，查顛DW統(tǒng)計表嫩得，d擺L胃=1.20吳1，d傍U覺=1.41博1，而0<駝DW標腹=經(jīng)0.790窯145遞<訪d口L址=1.20供1，這表明嶼模型存在一棗階正自相關(guān)偶。軍偏相關(guān)系數(shù)炮檢驗：方程歲窗口點擊v建iew\偵resid劇ualt導est粥\corr牲elogr屠am問-Q-st殼atist鉗ics華從上圖可知由，所有滯后姥期的偏相關(guān)導系數(shù)譯PAC的絕某對值均小于熊0.5，表醋明回歸模型兔不存在高階腿自相關(guān)性蛋BG彈檢驗:番亂方程窗口點最擊view漲\東resid華ualt波e銀st\se記rial摟Corre撓latio加nLM轟Test嶼滯后期為1途，得以下結(jié)復果：何由上表可以躺看出，鎮(zhèn)=另6.146右273丹，pro旁b(nR滋)=允0.0差13169民,篩小于哪給定的顯著羊性水平瓶=0.05筋，并且兼e運t-1畫回歸系數(shù)的層T統(tǒng)計量值明絕對值大于新2，表明?；笮痛嬖谝浑A殊自相關(guān)性。郊滯后期為2盟，得以下結(jié)平果：候從上表可以舊看出哲，騾=限閑6.876高003脾，pro高b(nR刊)=娃拾0.032邊129嗽,騎小于毫給定的顯著掀性水平謝=0.05套，并且辯e趁t-1漠和厚e統(tǒng)t-2饑答回歸系數(shù)的臂t鄰統(tǒng)計量值絕詞對值均小稼于2，回歸今系數(shù)顯著不弱為零，表明暴模型州不盡存在一階、振二階自相關(guān)準性。孫允徒上述檢驗表獅明模型可能槽存在一階普自相關(guān)，O隔LS估計模敞型中的t統(tǒng)劫計量和豈F統(tǒng)計量趨的結(jié)論不可筐信，需應用勞廣義差分法樹修正模型。刑通過在LS獅命令中直接術(shù)加上AR(島1)，AR短(2)項來福檢測模型的犁自相關(guān)性，車并與(1)哈中的檢驗結(jié)冷果進行比較攔廣義差分法繳估計模型。逝Y=C城(1)仍重+弟軋C(2)*慰X逃測+東棒[惕勁AR(1)庫膚=糠休C(3),股距AR(2)槳=C(4)星]饞棉72.87萍708您脅0.011歐154肝剝0.4蘆38454府喂0昆.4311愛68寒t=2盲.0462充38瞎堂潔63.72腰215森否帝0.510賞563赴邪伍1.119寇147禾R車=酸瘦0.999孕438坦，F(xiàn)=膊蹦7707.嫁254庫，prob登(F)=慣0.000穿000北DW=已惑1.697奸899坡輸出結(jié)果顯現(xiàn)示廚AR(1)掏為乏0.223鑼858費，智AR(2)故為尼0.482靠540臥，且回歸系怒數(shù)的t檢驗武顯著，翠表明模型確位實存在一階區(qū)、二階自相閱關(guān)；調(diào)整后冒模型請DW為稱1.697俘899薄，樣本容量騙n為執(zhí)17觀個，解釋變賴量個數(shù)k為巷1，查5%村顯著水平D罩W統(tǒng)計表可謹?shù)胐龍L呈=1.13債3睜，d喚U同=1.38組1狂，而d倉U赴=1.13處3然<DW旋賞=觀1.697施899雀<屬4-d熔U稀，這表明調(diào)禍整后模型不躍存在一階自牢相關(guān)京偏相關(guān)系數(shù)瞇檢驗膏廣義差分法肆估計戀的風模型哄：籌從上圖可知炒，所有滯后翁期的偏相關(guān)哲系數(shù)蔥PAC的絕罰對值均小于攔0.5，表越明廣義差分騾法估計的回旦歸模型不存押在高階自相愧關(guān)性陜BG晴檢驗孕廣義差分法粱估計予的周模型賓:擦滯后期為1溪，得以下結(jié)弦果玉滯后期為2持，得以下結(jié)竹果主從上表可知詞，甚當滯后期為務1時，涼=饞摘0.164加582攔，pro妖b(nR渡)廊=行廁0.684網(wǎng)973尼，錫當站滯后期為2自時攜，科=冷0逃.5665尺08庭，pro嗎b(nR澤)=滴0.流7慎53328忘，詢伴隨概率均努大于援給定的顯著拘性水平樸=0.05奇，并且己殘差滯后期伶的豆回歸系數(shù)的貴t統(tǒng)計量值墾絕對值均小絨于2，匆這晴表明廣義差窗分法估計的秧回歸模型已此消除高階自旨相關(guān)性浸。息上述檢驗表斗明，廣義差庫分法估計的破回歸模型已章消除自相關(guān)擁性，并且，砍經(jīng)濟意義合貓理，束可決系數(shù)虧R任提高偉，t和F檢章驗均顯著，驗我們得到理機想模型：透Y遭訊=149.您12388賤94駕冰+購交0.710戒77889缺46*X話胞+根五[憲壺AR(1)衡=0.22格38582捐267,賊糖AR(2)邀=0.48楊25401夸086候可]橋次72.87豈708寧差扣0.011者154抄膝井禍0.438懷454巴兇笨鳥波0.431常168貼t=份譽2.046圖238孔地宜63.72頁215部拼黃務0.510采563芒福踩光運1.119要147稈R撤=范餐0.999膽438深，嘗略F=煙奪7707.妖254床，丙裕prob(引F)=0像.0000京00南，鈔渣商DW=咬潔1.697你899這模型表明全普年人均收入敗x每憑增加一億元登，全年人均化消費性支出段增癢加薦0.710覽77889紙46啞億元。將其膨與OLS相方比，OLS酷估計的常數(shù)袖項估計偏騾高倍，斜率估計敢偏住低代，且墾高傻估系數(shù)估計遼值的標準差謠。糧2些收入-消費趴-物價函數(shù)廉利用DW統(tǒng)皮計量，偏相株關(guān)系數(shù)和B饅G急檢驗，檢測潤模型的自相傳關(guān)性般DW統(tǒng)計量陳：嫁一元線性回鴨歸模型偏估計狀Y=-延33.34求82296弱+0.號65052肥67324秩*X+機1.375坑58230際8*P面禁34.21誓639透谷引0.018情573點帝辟慌連0.346尺679粘t=鑒-0.97參4627竊齡礎(chǔ)35.02獲488概省繁網(wǎng)3.967沈887憲R^2=嘴0.999孟520逐F繼=瓜16672條.07監(jiān)S.E錯=鹿37.26矛776鑄陰DW政慣=呀1.281愛238帆此模型的可旨決系數(shù)為現(xiàn)0.999需520罪，接近于1趕，表明模型穩(wěn)對樣本擬合邀優(yōu)度高；F羽統(tǒng)計量為票16672貿(mào).07共，其伴隨概厚率為0.0由0000，哄接近于零，后表明模型整厘體線性關(guān)系瓣顯著，且回樣歸系數(shù)均顯什著；對樣本完數(shù)n為法19督，解釋變量譯個數(shù)k為傳2粗，若謹給定的顯著抬性水平倒=0.05遷，查免DW統(tǒng)計表敞得，d韻L罩=1.07菜4桃，d耳U量=1.53稀6世，倚而d躁L志=1.07糧4行<DW糊稀=餅1.淚28123載8流<毯d積U鄭=1.53咸6窗，這表明蛋無法判定赴模型犁是否黃存在一階正效自相關(guān)。盆偏相關(guān)系數(shù)真檢驗晚從上圖可知儲，所有滯后木期的偏相關(guān)霧系數(shù)程PAC的絕術(shù)對值均小于乘0.5，表歸明廣義差分醋法估計的回儉歸模型不存恒在高階自相艇關(guān)性鉛BG遼檢驗稼廣義差分法范估計傅的哪模型恐:冷滯后期為1超，得以下結(jié)房果予由上表可以昆看出，速=玉叨1.695斬518肚，pro念b(nR陵)=畜規(guī)0.192備875眨京大走于德給定的顯著柏性水平塔=0.05派，并且唱e利t-1救回歸系數(shù)的避T醫(yī)統(tǒng)計量值絕禁對值小于林2，表明模炎型剖不題存在一階自都相關(guān)性。粘滯后期為2向，得以下結(jié)憲果：報從上表可以量看出語，犁=席1.773愛798遞，pro跌b(nR困)=訂0.411侍931趕大粱于脊給定繭的顯著性水扎平奪=0.05悠，并且淡e刮t-1典和悠e仍t-2嚼絞回歸系數(shù)的抬t統(tǒng)計量值鼠絕對值均小損于2，回歸扶系數(shù)顯著不凍為零，表明能模型存駁不祖存在一階、艘二階自相關(guān)宣性。偷群視所以最終的科經(jīng)濟模型為懸Y=-乖33.34妖82296條+0.釋65052廁67324蛋*X+淹1.375妄58230導8*P怖尤34.21候639慢贊書0.018福573沈畢河廁特0.346孝679察t=灌-0.97裕4627橡感種35.02吵488榮緩營但3.967鍛887駛R^2=者0.999食520炎F驅(qū)=究16672女.07組S.E斥=錯37.26驚776外惜DW壘罩=累1.281謠238輸該模型表明遍，當在其他芬解釋變量不很變的情況下扎，荷人均收入每詞增長一元，殘人均生活消奮費支出增長提0.650妥52673窩24元，在跪其他解釋變尺量不變的情循況下，商品嘴及零售物價浙指數(shù)每增長促百分之一，懲人均生活消喜費支出增長舟1.375務58230顏8挺元。呈3人均實種際收入-人抽均實際支出帆模型胞Y1=駐79.93朵00356添8+0欠.6904室87713券9*X1縫金12.39腰919龍揉濫0.012路877撤t=吩仿6.446帳390下菠況6.446欺390私R^2=幸薦0.994也122蘇F地=壩2875.魄178訴僚DW=0.寫57463裙3火此模型的可駱決系數(shù)為琴0.994若122海，接近于1豆，表明模型稠對樣本擬合歲優(yōu)度高；F泉統(tǒng)計量為典2875.炊178粥，其伴隨概尿率為0.0質(zhì)0000，膽接近于零，碼表明模型整悔體線性關(guān)系掃顯著，且回耕歸系數(shù)均顯艙著；對樣本彈數(shù)n為諒19寇，解釋變量窮個數(shù)k為1劍，若跨給定的顯著傅性水平騾=0.05聾，查南DW統(tǒng)計表蹦得，d苦L扒=1.蟲180冰，d耕U茫=1.40慮1，而0<畜DW菌志=萍0.574擠633解<續(xù)d油L瞇=1.現(xiàn)180搜，這表明?？椥痛嬖谝浑A員正自相關(guān)。葛偏相關(guān)系數(shù)至檢驗：方程背窗口點擊v灘iew\糞resid俘ualt童est廊\corr噴elogr近am耀-Q-st采atist鄙ics抖從上圖可知疏，當滯后期蛛為1時，其計偏相關(guān)系數(shù)記PAC的絕慢對值大于0疫.5，表明芝回歸模型存曬在一階自相熄關(guān)性盞BG時檢驗:簽笑方程窗口點字擊view爛\色resid護ualt荷est\s辦erial退Corr瞞elati槳onLM魄Test特滯后期為1概，得以下結(jié)蓄果：橡由上表可以演看出，脖=鉆裳7.351提356燈，pro裕b(nR狼)=甘任0.006支701我小劍于浮給定的顯著狗性水平存=0.05必，并且e燦t-1址回歸系數(shù)的悉T扮統(tǒng)計量值絕精對值大縮于2削，表明模型蛾存在一階自堵相關(guān)性。給滯后期為2暢，得