計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)案例分析報(bào)告

1、 計(jì) 量 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 實(shí) 驗(yàn) 報(bào) 告實(shí)驗(yàn)課題： 各章節(jié)案列分析 姓 名： 茆 漢 成 班 級(jí)： 會(huì)計(jì)學(xué)12-2班 學(xué) 號(hào)： 2012213572 指導(dǎo)老師： 蔣 翠 俠 報(bào)告日期： 2015.06.18 合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告目錄第二章 簡(jiǎn)單線性回歸模型案例11 問(wèn)題引入12 模型設(shè)定13 估計(jì)參數(shù)34 模型檢驗(yàn)3第三章 多元線性回歸模型案例51 問(wèn)題引入52 模型設(shè)定53 估計(jì)參數(shù)64 模型檢驗(yàn)6第四章 多重線性案例81 問(wèn)題引入82 模型設(shè)定83 參數(shù)估計(jì)84 對(duì)多重共線性的處理9第五章 異方差性案例101 問(wèn)題引入112 模型設(shè)定113 參數(shù)估計(jì)114 異方差檢驗(yàn)11

2、5 異方差性的修正14第六章 自相關(guān)案例141 問(wèn)題引入152 模型設(shè)定153 用OLS估計(jì)154 自相關(guān)其他檢驗(yàn)155 消除自相關(guān)16第七章 分布滯后模型與自回歸模型案例187.2案例1191 問(wèn)題引入192 模型設(shè)定193 參數(shù)估計(jì)197.3案例2201 問(wèn)題引入212 模型設(shè)定21 3、回歸分析214 模型檢驗(yàn)23第八章 虛擬變量回歸案例231 問(wèn)題引入242 模型設(shè)定243 參數(shù)估計(jì)264 模型檢驗(yàn)2728第2章 簡(jiǎn)單線性回歸模型案例1、 問(wèn)題引入 居民消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展中有著重要的作用。適度的居民消費(fèi)規(guī)模和合理的消費(fèi)模型是人民生活水平的具體體現(xiàn)，有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康的增長(zhǎng)。隨著社

3、會(huì)信息化程度和居民的收入水平的提高，計(jì)算機(jī)的運(yùn)用越來(lái)越普及，作為居民耐用消費(fèi)品重要代表的計(jì)算機(jī)已經(jīng)為眾多的城鎮(zhèn)居民家庭所擁有。研究中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民計(jì)算機(jī)擁有量與居民收入水平的數(shù)量關(guān)系。影響居民計(jì)算機(jī)擁有量的因素有多種，但從理論和經(jīng)驗(yàn)分析，最主要的影響因素應(yīng)是居民收入水平。從理論上說(shuō)居民收入水平越高，居民計(jì)算機(jī)擁有量越多。所以我們?cè)O(shè)定“城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶計(jì)算機(jī)擁有量（臺(tái)）”為被解釋變量，“城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭總收入（元）”為解釋變量。2、 模型設(shè)定 （1）對(duì)數(shù)據(jù)X和Y的統(tǒng)計(jì)結(jié)果的描述圖表2-1：X和Y的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果 （2）X和Y的散點(diǎn)圖及分析圖表2-2：各地區(qū)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量

4、與人均總收入的散點(diǎn)圖分析：從散點(diǎn)圖2-2中，可以看出各地區(qū)城鎮(zhèn)居民計(jì)算機(jī)擁有量隨著人均總收入水平的提高而增加，近似于線性關(guān)系，為分析中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量隨人均總收入變動(dòng)的數(shù)量規(guī)律性，可以考慮建立如下簡(jiǎn)單線性回歸模型：3、估計(jì)參數(shù)圖表2-3：回歸結(jié)果可用規(guī)范的形式將參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)的結(jié)果寫(xiě)為4、 模型檢驗(yàn)（1） 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)所估計(jì)的參數(shù)=11.9580，=0.002 873，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民家庭人均總收入每增加1元，平均說(shuō)來(lái)城鎮(zhèn)居民每百戶計(jì)算機(jī)擁有量將增加0.002 873臺(tái)，這與預(yù)期的經(jīng)濟(jì)意義相符。（2） 擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)由擬合優(yōu)度R2=0.831996可知，所建立的模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)

5、的擬合度較高。對(duì)回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)：對(duì)1建立下列假設(shè)條件：原假設(shè)H0：1=0 備擇假設(shè)H1：10取=0.05，1服從t（29），P值檢驗(yàn)的結(jié)果是0.0421 0.05，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)1=0，接受備擇假設(shè)10，說(shuō)明1對(duì)被解釋變量有顯著性影響。對(duì)2建立下列假設(shè)條件：原假設(shè)H0：2=0 備擇假設(shè)H1：20取=0.05，2服從t（29），P值檢驗(yàn)的結(jié)果是0.00002.61，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程整體顯著。 t檢驗(yàn)：在顯著性水平=0.05時(shí)從 到的t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值分別是0.0161，0.0000，0.0000，0.0091，0.0189，均小于0.05，所以是顯著地。的t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的

6、P值為0.07730.05,而0.07734.28，所以拒絕原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在異方差。（3） White檢驗(yàn)圖表5-5：White檢驗(yàn)結(jié)果從圖5-5可以看出，n=18.0748,在=0.05下，查表得臨界值(2)=5.9915,因?yàn)?n=18.0748(2)=5.9915，所以拒絕原假設(shè)、不拒絕備擇假設(shè)，表明模型存在異方差。5、異方差性的修正使用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)異方差進(jìn)行修正，選=為權(quán)數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn) 的效果最好。得到如下圖：圖表5-6：用權(quán)數(shù)的估計(jì)結(jié)果 可以看出，運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差后，參賽的t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著即估計(jì)結(jié)果為 =368.6203+2.9528 t

7、= (4.3796) (3.589272)=0.4041 DW=1.7060 F=12.8828人口數(shù)量每增加1萬(wàn)人，平均增加2.9528個(gè)醫(yī)療機(jī)構(gòu)，而不是之前的5.37個(gè)。雖然這個(gè)模型可能還存在某些不足，但這一估計(jì)比引子更接近真實(shí)情況。第6章 自相關(guān)案例1、 問(wèn)題引入2011年中國(guó)農(nóng)村人口占總?cè)丝诘?9.73%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)為5222元，僅為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)15161的34.44%，農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)是一個(gè)值得研究的問(wèn)題。2、模型設(shè)定 研究中國(guó)農(nóng)村居民收入消費(fèi)模型。影響因素較多，但由于各種限制因素，只引入居民收入這一影響因素進(jìn)行考量。 設(shè)定模型 -居民消費(fèi)，-居民收入19852011年

8、農(nóng)村居民人均收入和消費(fèi)的數(shù)據(jù)為研究范圍3、用OLS估計(jì)圖后補(bǔ)6-1回歸結(jié)果所得估計(jì)結(jié)果為： (10.1079) (0.0121) t = (4.3680) (59.6060) R2 = 0.9930 F = 3552.876 DW = 0.5300該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為27、一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知， dL=1.316，dU=1.469。該模型中DWdL,顯然該模型自相關(guān)。4、自相關(guān)其他檢驗(yàn)（1）殘差圖在圖6-2中，殘差的變動(dòng)有規(guī)律性，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)。 （2）BG檢驗(yàn) 從圖6-3可以看出 ，其p值為0.000

9、756，表明存在自相關(guān)。圖表6-2：殘差圖圖表6-3：BG檢驗(yàn)結(jié)果5、消除自相關(guān)（1）采用廣義差分法。得回歸方程，則=0.7283。 對(duì)原模型建立廣義差分方程：-0.7283=(1-0.7283)+(-0.7283)+廣義差分回歸的結(jié)果為：圖表6-4：廣義差分方程輸出結(jié)果由差分方程有，所以最終得到中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)模 （2）科克倫奧克特迭代法 由圖6-5可知，DW=1.7813可以判斷，dU = 1.461， dU DW4-dU，說(shuō)明在5%顯著性水平下廣義差分后模型中已無(wú)自相關(guān)。 結(jié)論：中國(guó)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.7162，農(nóng)民人均實(shí)際純收入每增加1元，平均說(shuō)來(lái)人均實(shí)際消費(fèi)支出將增加0.71

10、62元。圖表6-5：科克倫-奧克特法估計(jì)結(jié)果第7章 分布滯后模型與自回歸模型案例7.2案例11、問(wèn)題引入1955-1974年間美國(guó)制造業(yè)庫(kù)存量和銷售的關(guān)系，由于檢驗(yàn)加權(quán)法有一定的隨意性，需要操作者的要求較高，采用阿爾蒙法繼續(xù)估計(jì)。2、模型設(shè)定 用阿爾蒙法進(jìn)行估計(jì)。將系數(shù)用二次多項(xiàng)式近似： 估計(jì)如下回歸方程： 3、參數(shù)估計(jì) 回歸結(jié)果如圖7-2-1所示。表中Z0,Z1，Z2對(duì)應(yīng)的系數(shù)分別為的估計(jì)值，將其代入阿爾蒙多項(xiàng)式，可計(jì)算得出的估計(jì)值。得到最終估計(jì)式為： 圖表7-2-1：回歸結(jié)果圖表7-2-2：回歸分析結(jié)果7.3案例21、 問(wèn)題引入 貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，產(chǎn)生通貨膨脹的必要條件是貨幣的超量供應(yīng)。物

11、價(jià)變動(dòng)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(shí)的，貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響存在一定時(shí)滯。在中國(guó)，大家普遍認(rèn)同貨幣供給的變化對(duì)物價(jià)具有滯后影響，但滯后期究竟有多長(zhǎng)，還存在不同的認(rèn)識(shí)。下面采集1996年1月2008年11月全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行研究。2、 模型設(shè)定 解釋變量：廣義貨幣M2的月增長(zhǎng)量-M2Z 被解釋變量：居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù)-TBZS 估計(jì)如下回歸模型：3、回歸分析圖表7-3-1：回歸結(jié)果從回歸結(jié)果來(lái)看，M2Z的t統(tǒng)計(jì)量值顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)當(dāng)期物價(jià)水平的影響在統(tǒng)計(jì)意義上有一定的影響，但沒(méi)有顯現(xiàn)出這種影響的滯后

12、性。為了分析貨幣供應(yīng)量變化影響物價(jià)的滯后性，我們做滯后6個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)。回歸結(jié)果如圖7-3-2所示。從回歸結(jié)果來(lái)看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐步增加，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)水平的影響要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能逐步顯現(xiàn)。但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，因此還不能據(jù)此判斷滯后期究竟有多長(zhǎng)。為此，我們做滯后12個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)?；貧w結(jié)果如圖7-3-3所示。從圖7-3-2可以看出，從M2Z到M2Z(11) , 回歸系數(shù)都不顯著異于零，而M2Z(12)的回歸系數(shù)顯著，這表明，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響在經(jīng)過(guò)12個(gè)月（即一年）后明顯地顯現(xiàn)出來(lái)。圖表7-3-2：回歸結(jié)果圖表7-3-

13、3：回歸結(jié)果為了考察貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平影響的持續(xù)期，我們做滯后18個(gè)月的分布滯后模型的估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如圖7-3-4.圖表7-3-4：回歸結(jié)果從滯后12個(gè)月開(kāi)始t統(tǒng)計(jì)量值顯著，一直到滯后15個(gè)月為止，從滯后第16個(gè)月開(kāi)始t值變得不顯著；再?gòu)幕貧w系數(shù)來(lái)看，從滯后11個(gè)月開(kāi)始，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響明顯增加，再滯后13個(gè)月時(shí)達(dá)到最大，然后逐步下降。4、模型檢驗(yàn) 在我國(guó)，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為三個(gè)季度，而且滯后影響具有持續(xù)性，持續(xù)的長(zhǎng)度大約為半年，其影響力度先遞增然后遞減，滯后結(jié)構(gòu)為型。第8章 虛擬變量回歸案例1、問(wèn)題引入 為了考察改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)居

14、民的儲(chǔ)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(chǔ)蓄存款年底余額代表居民儲(chǔ)蓄（Y），以國(guó)民總收入GNI代表城鄉(xiāng)居民收入，分析居民收入對(duì)儲(chǔ)蓄存款影響的數(shù)量關(guān)系，并建立相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 。2、模型設(shè)定為了研究19782011年期間城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變化,考證城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況，如圖所示：圖表8-1：城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況從上圖中，尚無(wú)法得到居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲(chǔ)蓄的增量（YY），并作時(shí)序圖如下。從圖8.2可以看出，城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄行為表現(xiàn)出了明顯的階段特征：在1996年、2000年、2005年、

15、2007年和2009年有五個(gè)明顯的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。圖表8-2：居民儲(chǔ)蓄增量圖 再?gòu)某青l(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與國(guó)民總收入之間關(guān)系的散布圖看（圖8.3），也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。圖表8-3：城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與居民總收入之間關(guān)系的散布圖為了分析居民儲(chǔ)蓄行為在1996年2011年不同時(shí)期的數(shù)量關(guān)系，以1996、2000、2005、2007、2009年度的五個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)作為依據(jù)，分別引入虛擬變量D1、D2、D3、D4、D5，這五個(gè)年度所對(duì)應(yīng)的GNI分別為70142.5，98000.5，184088.6，251483.2和340320億元。據(jù)此，我們?cè)O(shè)定了如下以加法和乘法兩種方式同時(shí)引入虛擬變量的的模型：3、參數(shù)估計(jì)數(shù)據(jù)出錯(cuò)后重新補(bǔ)上。圖表8-4：回歸結(jié)果估計(jì)結(jié)果為： se=(944.8749) (0.0301) (0.1112) (0.1110) t= (-0.0.7378) (4.3995) (-1.6709) (2.0783)se=(0.0759) (0.0826) (0.0605) t=(-3.6034) (5.5553) (-7.0692) F=122.5778 DW=2.9