計量經濟學作1

1、PAGE PAGE 13計量經濟學作業(yè)皚實驗目的：掌握癌自相關，自相關靶檢驗及修正方法班以Eviews扳軟件實現。胺實驗需求：捌拔掌握自相關檢驗傲的三種方法斑 辦 扳拔掌握廣義差分法矮實驗步驟：辦半建立工作文件艾 半 罷翱輸入數據唉 叭 叭礙估計回歸模型胺 半 耙捌自相關檢驗白 阿 般凹廣義差分法估計矮回歸模型耙實驗內容：習題扒6.3和6熬.5習題6.3辦1案收入-消費頒函數暗利用DW統(tǒng)計量敖，偏相關系數和襖BG襖檢驗，檢測模型白的自相關性敖DW統(tǒng)計量頒：巴一元線性回歸模版型拜估計案Y = 93.吧1241178罷5 + 0.7隘2253078霸04*X壩(17.002笆32) 案 昂(0.0

2、054挨08)班 擺T半 = (5.4凹77143) 案 捌(133.59捌80)艾 敗R佰2 = 0.暗999048 柏 皚DW = 胺0.79014盎5芭 F傲=17848.暗43板此模型的可決系熬數為熬0.99904傲8哎，接近于1，表安明模型對樣本擬唉合優(yōu)度高；F統(tǒng)愛計量為案17848.4疤3暗，其伴隨概率為辦0.00000皚，接近于零，表敖明模型整體線性埃關系顯著，且回翱歸系數均顯著；艾對樣本數n為把19辦，解釋變量個數八k為1，若奧給定的顯著性水哎平癌=0.05，查安DW統(tǒng)計表得，扒d罷L昂=1.201，昂d愛U昂=1.411，襖而0DW叭 隘=愛0.79014捌5伴皚 d唉L跋=

3、1.201，骯這表明模型存在俺一階正自相關。奧偏相關系數絆檢驗：方程窗口啊點擊view案residua哀l test板correl骯ogram疤-Q-stat拜istics絆從上圖可知，所凹有滯后期的偏相白關系數擺PAC的絕對值柏均小于0.5，壩表明回歸模型不埃存在高階自相關安性皚BG暗檢驗:背 埃方程窗口點擊v般iew按residua俺l te哀stseri藹al Corr扮elation柏 LM Tes伴t哀滯后期為1，得靶以下結果：爸由上表可以看出叭，皚=版6.14627熬3懊， prob(跋nR伴)=俺0.0擺13169,罷小于襖給定的顯著性水阿平皚=0.05唉，并且敗e霸t-1背回歸

4、系數的T統(tǒng)霸計量值絕對值大隘于2，表明模型擺存在一階自相關般性。敗滯后期為2，得捌以下結果：按從上表可以看出愛，跋=吧 安6.87600版3巴， prob(澳nR瓣)=阿 叭0.03212奧9百,板小于靶給定的顯著性水般平氨=0.05白，并且柏e哀t-1笆和拌e隘t-2矮 扳回歸系數的t板統(tǒng)計量值絕對值敗均小案于2，回歸系數挨顯著不為零，表阿明模型哎不昂存在一階、二階爸自相關性。靶 扳 笆上述檢驗表明模岸型可能存在一階班自相關，OLS阿估計模型中的t擺統(tǒng)計量和靶F統(tǒng)計量罷的結論不可信，絆需應用廣義差分奧法修正模型。霸通過在LS命令版中直接加上AR隘(1)，AR(罷2)項來檢測模敖型的自相關性，

5、唉并與(1)啊中的檢驗結果進挨行比較把廣義差分法估計唉模型 。搬Y = C(1扒)皚 埃 + 癌 皚C(2)*X霸 阿 +疤 骯 霸 板AR(1)佰 靶=皚 挨C(3),扳 暗AR(2)=C挨(4)氨 鞍72.8770熬8伴 0.絆011154 拌 跋 0.4384隘54 靶 0.4班31168傲t = 2.0唉46238奧 壩63.7221疤5般 百 翱0.51056壩3皚 半 壩1.11914埃7瓣R罷=頒 阿0.99943岸8扳， F=翱 皚7707.25壩4按，prob(F絆)= 0.00凹0000 D阿W=挨 吧1.69789版9凹輸出結果顯示癌AR(1)懊為般0.22385暗8佰，

6、笆AR(2)氨為捌0.48254捌0伴，且回歸系數的挨t檢驗顯著，笆表明模型確實存耙在一階、二階自搬相關；調整后模癌型按DW為瓣1.69789拔9辦，樣本容量n為傲17拔個，解釋變量個半數k為1，查5頒%顯著水平DW唉統(tǒng)計表可得d骯L鞍=1.133擺，d襖U頒=1.381疤，而d隘U襖=1.133百DW啊 伴=把1.69789爸9耙罷 4-d八U安，這表明調整后愛模型不存在一階唉自相關懊偏相關系數八檢驗疤廣義差分法估計澳的頒模型暗：跋從上圖可知，所班有滯后期的偏相靶關系數藹PAC的絕對值唉均小于0.5，靶表明廣義差分法八估計的回歸模型扳不存在高階自相八關性翱BG癌檢驗叭廣義差分法估計懊的白模型

7、皚:敖滯后期為1，得隘以下結果唉滯后期為2，得岸以下結果熬從上表可知，胺當滯后期為1時霸，敖=扒 熬0.16458盎2按， prob(礙nR捌)隘=叭 唉0.68497辦3背，瓣當襖滯后期為2時巴，霸=半0襖.566508板， prob(凹nR頒)=懊0.邦7班53328，岸伴隨概率均爸大于柏給定的顯著性水翱平藹=0.05，并皚且礙殘差滯后期的安回歸系數的t統(tǒng)般計量值絕對值均奧小于2，俺這哎表明廣義差分法澳估計的回歸模型氨已消除高階自相隘關性翱。擺上述檢驗表明，傲廣義差分法估計伴的回歸模型已消鞍除自相關性，并拔且，經濟意義合扳理，扳可決系數佰R骯提高絆，t和F檢驗均扒顯著，我們得到霸理想模型：

8、佰Y叭 唉=149.12氨38894哀 叭+奧 半0.71077奧88946*X八 拌+半 靶哀 岸AR(1)=0頒.223858扒2267,扳 扒AR(2)=0斑.482540岸1086斑 吧拔 唉72.8770芭8霸 敗0.01115拜4跋 板 翱0.43845愛4癌 罷 暗 白0.43116澳8霸t=氨 般2.04623柏8艾 版 襖63.7221鞍5襖 阿 扮0.51056拔3癌 懊 礙 八1.119背147愛R襖=壩 挨0.99943疤8叭，般 版 F=絆 版7707.25艾4隘，阿 安prob(F)版= 0.000爸000 翱，愛 安 癌DW=搬 挨1.69789啊9凹模型表明全年

9、人安均收入敗x每拜增加一億元，全敖年人均消費性支稗出捌增按加傲0.71077壩88946皚億元。將其與O疤LS相比，OL敗S估計的常數項愛估計偏俺高案，斜率估計偏柏低芭，且板高罷估系數估計值的疤標準差。按2般收入-消費-物版價函數鞍利用DW統(tǒng)計量案，偏相關系數和啊BG奧檢驗，檢測模型骯的自相關性版DW統(tǒng)計量把：阿一元線性回歸模礙型胺估計霸Y = -33翱.348229爸6 + 0.6百5052673敖24*X + 懊1.37558岸2308*P胺 隘34.2163擺9熬 壩0.01857疤3俺 挨 耙 岸0.34667挨9芭t = 絆-0.9746瓣27胺 胺 艾35.0248把8扳 爸 搬

10、愛3.96788版7哀R2=鞍0.99952氨0把 F案= 巴16672.0熬7哀 S.E=霸37.2677傲6挨 邦DW八 埃=哀1.28123襖8安此模型的可決系般數為胺0.99952爸0哀，接近于1，表罷明模型對樣本擬懊合優(yōu)度高；F統(tǒng)翱計量為扒16672.0跋7辦，其伴隨概率為笆0.00000凹，接近于零，表叭明模型整體線性啊關系顯著，且回伴歸系數均顯著；傲對樣本數n為唉19奧，解釋變量個數耙k為唉2吧，若把給定的顯著性水吧平鞍=0.05，查八DW統(tǒng)計表得，昂d盎L罷=1.074阿，d氨U絆=1.536安，班而d哀L擺=1.074皚DW襖 巴=佰1.靶281238跋哎 d懊U矮=1.53

11、6版，這表明癌無法判定芭模型瓣是否熬存在一階正自相板關。偏相關系數檢驗拔從上圖可知，所艾有滯后期的偏相跋關系數百PAC的絕對值頒均小于0.5，板表明廣義差分法俺估計的回歸模型邦不存在高階自相班關性邦BG笆檢驗八廣義差分法估計扳的耙模型爸:扒滯后期為1，得昂以下結果昂由上表可以看出般，稗=凹 傲1.69551氨8疤， prob(氨nR隘)=壩 岸0.19287案5拜 俺大吧于澳給定的顯著性水霸平拌=0.05岸，并且八e把t-1阿回歸系數的T柏統(tǒng)計量值絕對值澳小于拔2，表明模型擺不愛存在一階自相關背性。半滯后期為2，得拜以下結果：爸從上表可以看出安，骯=絆1.77379懊8胺， prob(矮nR凹

12、)=暗0.41193按1唉大襖于礙給定藹的顯著性水平叭=0.05白，并且懊e昂t-1按和安e胺t-2凹 壩回歸系數的t統(tǒng)藹計量值絕對值均癌小于2，回歸系白數顯著不為零，靶表明模型存凹不芭存在一階、二階頒自相關性。跋 頒 白所以最終的經濟頒模型為壩Y = -33藹.348229扳6 + 0.6頒5052673案24*X + 懊1.37558傲2308*P白 罷34.2163頒9百 拜0.01857俺3辦 絆 敖 伴0.34667霸9爸t = 傲-0.9746班27矮 暗 骯35.0248安8癌 靶 白 白3.96788瓣7盎R2=礙0.99952背0盎 F靶= 奧16672.0岸7盎 S.E=岸

13、37.2677氨6按 阿DW擺 襖=八1.28123奧8按該模型表明，當俺在其他解釋變量般不變的情況下，背人均收入每增長巴一元，人均生活疤消費支出增長哀0.65052盎673班24元，在其他拌解釋變量不變的礙情況下，商品及敗零售物價指數每愛增長百分之一，阿人均生活消費支熬出增長靶1.37558鞍2308鞍元。巴3 人均實際收懊入-人均實際支瓣出模型翱Y1 = 79壩.930035芭68 + 0.敗6904877叭139*X1哎 藹12.3991岸9哀 岸 罷0.01287敖7暗t = 罷6.44639埃0鞍 瓣 哎6.44639絆0跋R2 = 岸0.99412拜2擺 F藹=伴2875.17氨8

14、扳 DW俺=0.5746稗33埃此模型的可決系案數為哎0.99412扒2熬，接近于1，表隘明模型對樣本擬盎合優(yōu)度高；F統(tǒng)唉計量為鞍2875.17百8白，其伴隨概率為翱0.00000跋，接近于零，表罷明模型整體線性吧關系顯著，且回八歸系數均顯著；八對樣本數n為爸19昂，解釋變量個數霸k為1，若爸給定的顯著性水跋平鞍=0.05，查壩DW統(tǒng)計表得，哎d叭L拔=1.阿180氨，d八U搬=1.40扮1，而0DW皚 搬=耙0.57463擺3艾澳 d白L稗=1.擺180哎，這表明模型存哀在一階正自相關熬。岸偏相關系數艾檢驗：方程窗口癌點擊view百residua爸l test阿correl盎ogram白-Q-stat澳istics 澳從上圖可知，當唉滯后期為1時，翱其偏相關系數扒PAC的絕對值愛大于0.5，表半明回歸模型存在安一階自相關性艾BG凹檢驗:皚 氨方程窗口點擊v柏iew安residua絆l test安serial 靶Correla拌tion LM阿 Test翱滯后期為1，得爸以下結果： 唉由上表可以看出哀，澳=拔 凹7.35135佰6岸， prob(爸nR柏)=八 佰0.00670愛1骯小吧于傲給定的顯著性水扳平板=0.05，并罷且e邦t-1絆回歸系數的T俺統(tǒng)計量值絕對值巴大扮于2拔，表明模型拔存在一階自相關矮性。矮滯后期為2，