計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)7虛擬變量模型

1、實(shí)驗(yàn)七 虛擬變量【實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹空莆仗摂M變量的設(shè)置方法?！緦?shí)驗(yàn)內(nèi)容】一、試根據(jù)表7-1的1998年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均收入與彩電每百戶擁有量的統(tǒng)計(jì)資料建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)；表7-1 我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭抽樣調(diào)查資料收入等級(jí)彩電擁有量Y（臺(tái)/百戶）人均收入X(元/年)DiXDi困難戶83.642198.8800最低收入戶87.012476.7500低收入戶96.753303.1700中等偏下戶100.94107.2614107.26中等收入戶105.895118.9915118.99中等偏上戶109.646370.5916370.59高收入戶115.137877.6917877.69最高收入戶122

2、.5410962.16110962.16資料來(lái)源：據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1999整理計(jì)算得到二、試建立我國(guó)稅收預(yù)測(cè)模型（數(shù)據(jù)見(jiàn)實(shí)驗(yàn)一）；三、試根據(jù)表7-2的資料用混合樣本數(shù)據(jù)建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)。表7-2 我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和可支配收入統(tǒng)計(jì)資料收入等級(jí)19981999消費(fèi)支出Y收入XD消費(fèi)支出Y收入XD困難戶2214.472198.8802327.542325.71最低收入戶2397.62476.7502523.12617.81低收入戶2979.273303.1703137.343492.271中等偏下戶3503.244107.2603694.464363.781中等收入戶4179.6451

3、18.9904432.485512.121中等偏上戶4980.886370.5905347.096904.961高收入戶6003.217877.6906443.338631.941最高收入戶7593.9510962.1608262.4212083.791資料來(lái)源：據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒19992000整理計(jì)算得到【實(shí)驗(yàn)步驟】一、我國(guó)城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)相關(guān)圖分析；鍵入命令：SCAT X Y，則人均收入與彩電擁有量的相關(guān)圖如7-1所示。從相關(guān)圖可以看出，前3個(gè)樣本點(diǎn)（即低收入家庭）與后5個(gè)樣本點(diǎn)（中、高收入）的擁有量存在較大差異，因此，為了反映“收入層次”這一定性因素的影響，設(shè)置虛擬變量如下：圖7-1

4、我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均收入與彩電擁有量相關(guān)圖構(gòu)造虛擬變量；方式1：使用DATA命令直接輸入；方式2：使用SMPL和GENR命令直接定義。DATA D1GENR XD=X*D1估計(jì)虛擬變量模型：LS Y C X D1 XD再由檢驗(yàn)值判斷虛擬變量的引入方式，并寫(xiě)出各類家庭的需求函數(shù)。按照以上步驟，虛擬變量模型的估計(jì)結(jié)果如圖7-2所示。圖7-2 我國(guó)城鎮(zhèn)居民彩電需求的估計(jì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)的估計(jì)結(jié)果為： (16.249)(9.028) (8.320) (-6.593)0.9964 0.9937 F366.374 S.E1.066 虛擬變量的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)都是顯著的，且模型的擬合優(yōu)度很高，說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)

5、居民低收入家庭與中高收入家庭對(duì)彩電的消費(fèi)需求，在截距和斜率上都存在著明顯差異，所以以加法和乘法方式引入虛擬變量是合理的。低收入家庭與中高收入家庭各自的需求函數(shù)為：低收入家庭：中高收入家庭：由此可見(jiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭現(xiàn)階段彩電消費(fèi)需求的特點(diǎn)：對(duì)于人均年收入在3300元以下的低收入家庭，需求量隨著收入水平的提高而快速上升，人均年收入每增加1000元，百戶擁有量將平均增加12臺(tái)；對(duì)于人均年收入在4100元以上的中高收入家庭，雖然需求量隨著收入水平的提高也在增加，但增速趨緩，人均年收入每增加1000元，百戶擁有量只增加3臺(tái)。事實(shí)上，現(xiàn)階段我國(guó)城鎮(zhèn)居民中國(guó)收入家庭的彩電普及率已達(dá)到百分之百，所以對(duì)彩電的消

6、費(fèi)需求處于更新?lián)Q代階段。二、我國(guó)稅收預(yù)測(cè)模型要求：設(shè)置虛擬變量反映1996年稅收政策的影響。方法：取虛擬變量D11（1996年以后），D10（1996年以前）。鍵入命令：GENR XD=X*D1LS Y C X D1 XD則模型估計(jì)的相關(guān)信息如圖7-3所示。圖7-3 引入虛擬變量后的我國(guó)稅收預(yù)測(cè)模型我國(guó)稅收預(yù)測(cè)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果為： (24.748) (47.949) (-10.329) (11.208)0.9990 0.9987 F3332.429 S.E87.317 可見(jiàn)，虛擬變量的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)都是顯著的，且模型的擬合優(yōu)度很高，說(shuō)明1996年的稅收政策對(duì)稅收收入在截距和斜率上都產(chǎn)生了明顯影響

7、。1996年前的稅收函數(shù)為：1996年后的稅收函數(shù)為：由此可見(jiàn)，在實(shí)施1996年的稅收政策前，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加10000元，稅收收入增加828.6元；而1996年后，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加10000元，稅收收入則增加2042.5元，因此，1996年的稅收政策大大提高了稅收收入水平。三、我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)要求：利用虛擬變量分析兩年的消費(fèi)函數(shù)是否有顯著差異；利用混合樣本建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)。設(shè)1998年、1999年我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)分別為： 1998年： 1999年：為比較兩年的數(shù)據(jù)，估計(jì)以下模型： 其中，。具體估計(jì)過(guò)程如下：CREATE U 16 建立工作文件DATA Y X(輸入1998

8、，1999年消費(fèi)支出和收入的數(shù)據(jù)，18期為1998年資料，916期為1999年資料)SMPL 1 8 樣本期調(diào)成1998年GENR D1=0 輸入虛擬變量的值SMPL 9 16 樣本期調(diào)成1999年GENR D1=1 輸入虛擬變量的值SMPL 1 16 樣本期調(diào)成19981999年GENR XD=X*D1 生成XD的值LS Y C X D1 X D 利用混合樣本估計(jì)模型則估計(jì)結(jié)果如圖7-4：圖7-4 引入虛擬變量后的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型 (10.776) (43.591) (0.510) (-0.417)0.9972 0.9965 F1411.331 S.E113.459 根據(jù)檢驗(yàn)，D和XD的回歸系數(shù)均不顯著，即可以認(rèn)為0，0；這表明1998年、1999年我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)并沒(méi)有顯著差異。因此，可以將兩年的樣本數(shù)據(jù)合并成一個(gè)樣本，估計(jì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)。獨(dú)立樣本回歸與混合樣本回歸結(jié)果如圖7-5圖7-7所示。圖7-5 1998年樣本回歸的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型圖7-6 1999年樣本回歸的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型圖7-7 混合樣本回歸的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型將不同樣本估計(jì)的消費(fèi)函數(shù)結(jié)果列在表73中，可以看出，使用混合回歸明顯