計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告10

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告10學(xué)號(hào)班級(jí)10707姓名實(shí)驗(yàn)時(shí)間2013.6.3實(shí)驗(yàn)序號(hào)10實(shí)驗(yàn)名稱格蘭杰與拉姆齊檢驗(yàn)開設(shè)實(shí)驗(yàn)室經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆崭裉m杰與拉姆齊檢驗(yàn)的原理與方法。實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：1、 格蘭杰檢驗(yàn)的原理與方法；2、 拉姆齊檢驗(yàn)的原理與方法。3、 練習(xí)教材P176例5.2.4、P183例5.3.1實(shí)驗(yàn)報(bào)告（1、實(shí)驗(yàn)操作過程；2、實(shí)驗(yàn)結(jié)果；3、對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的分析或體會(huì)）：例5.3.1建立工作表，輸入數(shù)據(jù)，對原模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)，點(diǎn)擊enter則出現(xiàn)然后進(jìn)行RESET檢驗(yàn)，操作如下：點(diǎn)擊View®Stability Tests®Ramsey Reset Test則出現(xiàn)然后在原

2、回歸模型中加入新的解釋變量后重新進(jìn)行估計(jì)，得到原回歸模型的可決系數(shù)為=0.9880.計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：該值大于5%的顯著性水平下、自由度為（1,26）的F分布臨界值4.22，因此拒絕原模型與引入新變量的模型可決系數(shù)無顯著差異的假設(shè)，表明原模型確實(shí)存在遺漏相關(guān)變量的設(shè)定偏誤。為了將Y與X隨時(shí)間共同變化的時(shí)間趨勢因素分離出來，模型引入了時(shí)間趨勢項(xiàng)，并通過普通最小二乘法估計(jì)了二元回歸模型得到如下：在命令窗口輸入 genr t=trend（1977） ，再輸入 ls y c x t2 點(diǎn)擊enter即可為了確定該模型是否是一正確的模型，仍進(jìn)行RESET檢驗(yàn)，由該模型計(jì)算的消費(fèi)總量序列記為并將它的平方項(xiàng)作為

3、解釋變量加入該二元模型中進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)得，原二元回歸模型的可決系數(shù)為=0.997590，計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量為，該值小于5%的顯著性水平下，自由度為（1,25）的F分布的臨界值4.24，表明加入時(shí)間趨勢項(xiàng)的總量消費(fèi)模型已不存在設(shè)定偏誤問題，同樣，通過再引入的立方項(xiàng)后仍可驗(yàn)證原模型不存在設(shè)定偏誤問題。例5.2.4依據(jù)中國19782006年的數(shù)據(jù)，建立工作表，輸入數(shù)據(jù)，輸入命令LS Y C X(-1) Y(-1)，進(jìn)行格蘭杰因果性檢驗(yàn) 取出AIC值，點(diǎn)擊enter則出現(xiàn)對上述結(jié)果做LM檢驗(yàn) 記錄LM(1)檢驗(yàn)的P值輸入命令LS X C X(-1) Y(-1)，進(jìn)行格蘭杰因果性檢驗(yàn) 取出AIC值，點(diǎn)擊

4、enter則出現(xiàn) 同樣對上述結(jié)果進(jìn)行LM檢驗(yàn) 記錄LM(1)檢驗(yàn)的P值從檢驗(yàn)?zāi)Ｐ碗S機(jī)干擾項(xiàng)1階序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)看，以Y為被解釋變量的模型的LM檢驗(yàn)的P值為0.3895，表明在5%的顯著性水平下，該模型不存在序列相關(guān)性。但是以X為被解釋變量的模型的LM檢驗(yàn)的P值0.0015，表明在5%的顯著性水平下，該模型存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性。重復(fù)如上操作，分別作出滯后2到4階的AIC值和LM1階檢驗(yàn) 在數(shù)組窗口點(diǎn)擊view中的granger causality進(jìn)行滯后1階的X與Y的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得到居民消費(fèi)與收入間的格蘭杰因果關(guān)系如下圖由伴隨概率知，在5%的顯著性水平下，既拒絕“X不是Y的格蘭杰

5、原因”的假設(shè)，也拒絕“Y不是X的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此從一階滯后情況看，可支配收入X的增長與居民消費(fèi)支出Y的增長互為格蘭杰原因。點(diǎn)擊view中的granger causality分別進(jìn)行滯后24階的X與Y的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)給出取14階滯后的檢驗(yàn)結(jié)果如下表 中國可支配收入x與居民消費(fèi)支出y的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)滯后長度格蘭杰因果性F檢驗(yàn)的P值LM（1）檢驗(yàn)的P值A(chǔ)IC值結(jié)論1XY0.00070.389514.48拒絕YX0.01850.001516.98拒絕2XY0.01260.109414.64拒絕YX0.33540.580116.688不拒絕3XY0.02460.195014.69拒絕YX0.37320.255216.82不拒絕4XY0.02960.97414.75拒絕YX0.46700.006516.97不拒絕 “”表示箭頭前的變量不是箭頭后變量的格蘭杰原因由結(jié)果看出，從2階滯后期開始，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投季芙^了“X不是Y的格蘭杰原因”假設(shè)，而不拒絕“Y不是X的格蘭杰原因”的假設(shè)。滯后階數(shù)為2或3時(shí)，根據(jù)兩類檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投疾淮嬖谛蛄邢嚓P(guān)性，再由赤池信息準(zhǔn)則，發(fā)現(xiàn)