計量經(jīng)濟學(xué)案例分析匯總

計量經(jīng)濟學(xué)案例分析匯總居民消費在社會經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展中有著重要的作用。居民合理的消費模式和居民適度的消費規(guī)模有利于經(jīng)濟持續(xù)健康的增長，而且這也是人民生活水平的具體體現(xiàn)。改革開放以來隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民的消費水平也不斷增長。但是在看到這個整體趨勢的同時，還應(yīng)看到全國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度不同，居民消低的黑龍江省僅為人均元，最高的上海市達人均10464元，上海是黑龍江的倍。為了研究全國居民消費水平及其變動的原因，需要作具體的分析。影響各地區(qū)居民消費支出有居民財產(chǎn)、購物環(huán)境等等都可能對居民消費有影響。為了分析什么是影響各地區(qū)居民消費支出有明顯差異的最主要因素，并分析影響因素與消費水平的數(shù)量關(guān)系，可以建立相我們研究的對象是各地區(qū)居民消費的差異。居民消費可分為城市居民消費和農(nóng)村居影響各地區(qū)城市居民人均消費支出有明顯差異的因素有多種，但從理論和經(jīng)驗分析，最主要的影響因素應(yīng)是居民收入，其他因素雖然對居民消費也有影響，但有的不易售物價指數(shù)”、“利率”。因此這些其他因素可以不列入模型，即便它們對居民消費有計年鑒中可以獲得的“城市居民每人每年可支配收入”作為解釋變量X。從2002年《中國統(tǒng)計年鑒》中得到表的數(shù)據(jù):地地XYX作城市居民家庭平均每人每年消費支出(Y)和城市居圖從散點圖可以看出居民家庭平均每人每年假定所建模型及隨機擾動項ui滿足古典假定，可以用OLS法估File\New\Workfile，出現(xiàn)對話框“WorkfileRange”。在“Workfilefreq入開始時間或順序號，如“1”在“enddate”中輸入最后時間在“Objects”菜單中點擊“NewObjects”，在“New“Group”，并在“NameforObjects”上定義文件名，點擊“OK”出現(xiàn)數(shù)據(jù)編輯窗若要將工作文件存盤，點擊窗口上方“Save”，在“Sav在數(shù)據(jù)編輯窗口中，首先按上行鍵“↑”,這時對應(yīng)的“obs”字樣的空格會自動上跳，在對應(yīng)列的第二個“obs”有邊框的空格鍵“↓”,對因變量名下的列出現(xiàn)“NA”字樣，即可依順序輸入響應(yīng)的數(shù)據(jù)。其他變量的“Drives”點所要存的盤，在“Directories”點存入的路徑（文件名），在“Fire若要讀取已存盤數(shù)據(jù)，點擊“fire/Open”，在對表r2=若要顯示回歸結(jié)果的圖形，在“Equation”框中，點圖112,t(β2,t(β1t(βt(β,所以應(yīng)拒絕H0:β2=0WorkfileRange”窗口，將“Enddata”由“31”改為“33”，點“OK”“Workfile”中的“Range”擴展為1—3f1,f2f”,在“Yf2和和f1f2Stats\CmmonSample”，則得到X表根據(jù)表的數(shù)據(jù)可計算:XXf2Xf2XXf2,,fXf1+++f1平均值置信度95%的預(yù)測區(qū)間為（，）元。當(dāng)fff1f1個別值置信度95%的預(yù)測區(qū)間為（，）元。當(dāng)f2圖近年來，中國旅游業(yè)一直保持高速發(fā)展，旅游業(yè)作為國民經(jīng)濟新的增長點，在整個社會經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益顯現(xiàn)。中國的旅游業(yè)分為國內(nèi)旅游和入境旅游兩大市場，入境旅游外匯收入年均增長%，與此同時國內(nèi)旅游也迅速增長。改革開放20多年來，特別是進入90年代后，中國的國內(nèi)旅游收入年均增長%，遠高于同期GDP%的增長率。為了規(guī)劃中國未來旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，需要定量地分析影響中國旅游市場發(fā)展的主要因素。民人均旅游支出X3，農(nóng)村居民人均旅游支出X4，并以公路里程X5和鐵路里程X6作為相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的代表。為此設(shè)定了如下對數(shù)形式的計量經(jīng)濟模型：4567890123表,不僅X2,不僅X2、X6系數(shù)的t檢驗不顯著，而且X6系數(shù)的符號與預(yù)期的相反，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4、X5、X6數(shù)據(jù)，點”view/correlations”得相表由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出：各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴重多重共線三、消除多重共線性采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作Y對X2、X3、X4、X5、X6的一元表參數(shù)估計值按R2的大小排序為：X3、X6、X2、X5、X4。X2參數(shù)的t檢驗不顯著，予以剔除，加入X5回歸得X3、X5參數(shù)的t檢驗顯著，保留X5，再加入X4F=DW=這是最后消除多重共線性的結(jié)果。這說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均旅游支出X3和農(nóng)村居民人均旅游X4X4根據(jù)本章引子提出的問題，為了給制定醫(yī)療機構(gòu)的規(guī)劃提供依據(jù)，分析比較醫(yī)療機構(gòu)與人口數(shù)量的關(guān)系，建立衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)與人口數(shù)的回歸模型。假定醫(yī)療機構(gòu)數(shù)與人iiXiXiXX成都6304眉山827911宜賓攀枝花934廣安瀘州達州2403德陽雅安866綿陽廣元遂寧甘孜南充4064涼山進入EViews軟件包，確定時間范圍；編輯輸入數(shù)據(jù)；選擇估計方程菜單，估計樣表ii本例用的是四川省2000年各地市州的醫(yī)療機構(gòu)數(shù)和人口數(shù)，由于地區(qū)之間存不同人口數(shù)，因此，對各種醫(yī)療機構(gòu)的設(shè)置數(shù)量會存在不同的需求，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差，從而影響模型的估計和運用。為此，必須對該模型是否存在異方差Equation對話框，即圖），（2）繪制e對Xt的散點圖。選擇變量名X與e2（注意選擇變量的順序，先選的變），圖下三角部分，大致看出殘差平方ei2隨Xi的變動呈增大的趨勢，因此，模型很可能存在表表Σe22iΣe22i造，最后一項為變量的交叉乘積項，因為本例為一元函數(shù)，故無交叉乘積項，因此應(yīng)選0表在運用WLS法估計過程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)1tXt2i數(shù)的生成過程如下，由圖，在對話框中的EnterQuation處，按如下格式分別鍵入：表ii而不是引子中得出的增加個醫(yī)療機構(gòu)。雖然這個根據(jù)本章引子提出的問題，為了給制定醫(yī)療機構(gòu)的規(guī)劃提供依據(jù)，分析比較醫(yī)療機構(gòu)與人口數(shù)量的關(guān)系，建立衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)與人口數(shù)的回歸模型。假定醫(yī)療機構(gòu)數(shù)與人成都6304眉山827攀枝花103934廣安1589瀘州1297達州2403德陽1085雅安866遂寧3711375阿壩536南充4064進入EViews軟件包，確定時間范圍；編輯輸入數(shù)據(jù)；選擇估計方程菜單，估計樣表ii本例用的是四川省2000年各地市州的醫(yī)療機構(gòu)數(shù)和人口數(shù)，由于地區(qū)之間存不同人口數(shù)，因此，對各種醫(yī)療機構(gòu)的設(shè)置數(shù)量會存在不同的需求，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差，從而影響模型的估計和運用。為此，必須對該模型是否存在異方差圖然后，在GenerateSeriesbyEquation對話框中（如圖鍵入“e2=（resid）），圖下三角部分，大致看出殘差平方ei2隨Xi的變動呈增大的趨勢，因此，模型很可能存在表表表在運用WLS法估計過程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)1tXt2i表ii可以看出運用加權(quán)小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗均顯著，可決系數(shù)大幅提決的問題，但這一估計結(jié)果或許比引子中的結(jié)論更為接近真實情況。用了經(jīng)驗加權(quán)法估計分布滯后模型。盡管經(jīng)驗加權(quán)法具有一些優(yōu)點，但是設(shè)置權(quán)數(shù)的主觀隨意性較大，要求分析者對實際問題的特征有比較透徹的了解。下面用阿爾蒙法估計如下有限分布滯后模將系數(shù)i(i=0,1,2,3)用二次多項式近似，即則原模型可變?yōu)楸肀碜儞Q不是形如（）式的阿爾蒙多項式，而是阿爾蒙多項式的派生形式。因此，輸出結(jié)果中PDL01、PDL02、PDL03對應(yīng)的估計系數(shù)不是阿爾蒙多項式系數(shù)a0、a1、a2的估計。變動與貨幣供應(yīng)量的變化有著較為密切的聯(lián)系，但是二者之間的關(guān)系不是瞬時的，貨幣在中國，大家普遍認同貨幣供給的變化對物價具有滯后影響，但滯后期究竟有多度數(shù)據(jù)（見表）對這一問題進行研究。表1996－2005年全國廣義貨幣供應(yīng)量及物價指數(shù)月度數(shù)據(jù)M2zNov-00Dec-00Jan-01Feb-01Mar-01Apr-01May-01Jun-01Jul-01Aug-01Sep-01Oct-01Nov-01Dec-01Jan-02Feb-02Mar-02Apr-02May-02Jun-02Jul-02Aug-02Sep-02Oct-02Nov-02Dec-02Jan-03Feb-03Mar-03Apr-03May-03Jun-03Aug-03Apr-04May-04Aug-04Nov-04Mar-05Apr-05May-05為了考察貨幣供應(yīng)量的變化對物價的影響，我們用廣義貨幣M2的月增長量M2Z作為解釋變量，以居民消費價格月度同比指數(shù)TBZS為被解釋變量進行研究。首先估計如表DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:07/03/05Time:17:10Sample(adjusted):1996:022005:05Includedobservations:112afteradjustingendpointsVariableCoefficienStd.Errort-StatisticProb.tCCM2ZR-squaredAdjustedR-squared.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatMeandependentvar.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)從回歸結(jié)果來看，M2Z的t統(tǒng)計量值不顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對當(dāng)期物價水平的影響在統(tǒng)計意義上不明顯。為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價的滯后性，我們做滯后6個月的分布滯后模型的估計，在Eviews工作文檔的方程設(shè)定窗口中，輸入TBZSCM2ZM2Z(-1)M2Z(-2)M2Z(-3)M2Z(-4)M2Z(-5)M2Z(-6)表DependentDependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:07/03/05Time:17:09Sample(adjusted):1996:082005:05Includedobservations:106afteradjustingendpointsVariableCoefficienStd.Errort-StatisticProb.tCM2ZM2Z(-1)M2Z(-2)M2Z(-3)M2Z(-4)改革開放以來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展中國城鄉(xiāng)居民的收入快速增長，同時城鄉(xiāng)居民的儲房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障體制的變化，使居民的儲蓄行為發(fā)生了明顯改變。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），入入數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒2004》，中國統(tǒng)計出版社。表中“城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年增加額”為年圖從圖中，尚無法得到居民的儲蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲），Dl0Dl0tCAdjustedR-squaredse=()()()()20002001表進口總額進口總額進口總額IMIMdollar（美（人民幣）年份GDP200220022003t((iLL,表明存在顯著的遺漏變量現(xiàn)象。DependentVariable:IMCMethod:LeastSquaresDate:07/08/05Time:15:40Sample(adjusted):19812003Includedobservations:23afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CGDPGDP(-1)EXCHANGEEXCHANGE^2R-squaredAdjustedR-squaredofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatMeandependentvar.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)DependentVariable:IMMethod:LeastSquaresDate:07/08/05Time:15:43Sample(adjusted):19812003Includedobservations:23afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.GDPGDP(-1)EXCHANGE^2R-squaredAdjustedR-squaredofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatMeandependentvar.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)），DependentVariable:EEMethod:LeastSquaresDate:07/08/05Time:15:45Sample(adjusted):19812003Includedobservations:23afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CGDPGDP(-1)EXCHANGE^2R-squaredAdjustedR-squared.ofregressionMeandependentvar.dependentvarAkaikeinfocriterionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)H0,拒絕H0H1為了深入分析研究中國城鎮(zhèn)居民的生活費支出與可支配收入的具體數(shù)量關(guān)系，收表城鎮(zhèn)居民月人均生活費支出和可支配收入序列序序份123可4可支5支配配7入S入Sr9r1234生活生活6支7支89H0H0,表明人均可支CriticalCriticalValue*CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(SR)Method:LeastSquaresDate:06/08/05Time:10:31Sample(adjusted):484Includedobservations:81afteradjustingendpointsVariableCoefficienStd.Errort-StatisticProb.tSR(-1)D(SR(-1))D(SR(-2))CR-squaredMeandependentvarADFTestStatisticAdjustedR-squared.dependentvar.ofregressionAkaikeinfocriterionSumsquaredresidSchwarzcriterionLoglikelihoodF-statisticDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)為了得到人均可支配收入（SR）序列的單整階數(shù)，在單位根檢Test）對話框（圖）中，指定對一階差分序列作單位根檢驗，選擇帶截距項CriticalCriticalValue*CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(SR,2)Method:LeastSquaresDate:06/08/05Time:10:40Sample(adjusted):584Includedobservations:80afteradjustingendpointsVariableCoefficienStd.Errort-StatisticProb.tD(SR(-1))D(SR(-1),2)D(SR(-2),2)CR-squaredAdjustedR-squared.ofregressionMeandependentvar.dependentvarAkaikeinfoADFTestStatisticSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatcriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)H0H0,表明人均可支DependentDependentVariable:ZCMethod:LeastSquaresDate:06/08/05Time:10:58Includedobservations:84VariableCoefficientCR-squaredAdjustedR-squared.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-WatsonstatStd.Errort-StatisticProb.Meandependentvar.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)為了檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，在工作文檔窗口中，點擊Genr功能鍵，命令ut=表ADFTestStatistic1%CriticalValue*5%CriticalValue10%CriticalValue*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(UT)Method:LeastSquaresDate:06/08/05Time:11:21Sample(adjusted):284Includedobservations:83afteradjustingendpointsVariableCoeff