實驗七 滯后效應、虛擬變量、時間序列和聯(lián)立方程模型的估計-學生實驗報告

廣東財建大辱辜商孕憂HUASHANGCOLLEGEGUANGDONGUNIVERSITYOFFINANCE&ECONOMICS實驗報告課程名稱：計量經濟學實驗項目實驗七滯后效應、虛擬變量、時間序列和聯(lián)立方程模型的估計實驗類型:綜合性口設計性口驗證性專業(yè)班別：姓名：學號：實驗課室：厚德樓A404指導教師：實驗日期：2015年6月25日星期四廣東商學院華商學院教務處制、實驗項目訓練方案小組合作：是口否小組成員：無實驗目的：掌握滯后效應、虛擬變量、時間序列和聯(lián)立方程模型的估計實驗場地及儀器、設備和材料實驗室：普通配置的計算機，Eviews軟件及常用辦公軟件。實驗訓練內容（包括實驗原理和操作步驟）：【實驗原理】分布滯后模型、自回歸模型虛擬解釋變量模型單位根檢驗、協(xié)整和誤差修正模型聯(lián)立方程模型。【實驗步驟】（一）滯后變量模型1、分布滯后模型（課本P178）仿照課本例7.5（全部內容），建立模型，分析我國居民消費價格TBZS受貨幣供應增長量M2Z影響的模型。數(shù)據見“全國廣義貨幣供應量及物價指數(shù)月度數(shù)據”。

DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15TimA:10:49SamplA(adjusted):1996M022008M11Includedobservations:154afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C101.36930.347947291.33520.0000M2Z0.2958730.0994442.9752620.0034R-squared0.055033Meandependentvar102.1383AdjustedR-squared0.048816S.D.dependentvar2.964169S.E.ofregression2.890915Akaikeinfocriterion4.973925Sumsquaredresid1270.323Schwarzcriterion5.013366Loglikelihood-380.9922Hannan-Quinncriter.4.989946F-statistic8.852184Durbin-Watsonstat0.144830Prob(F-statistic)0.003406從回歸結果看，M2Z的t統(tǒng)計量顯著，表明當期貨幣供應量的變化對當期物價水平有一定影響但沒有顯現(xiàn)出這種影響的滯后性。為了分析貨幣供應量變化影響物價的滯后性，我們作之后6個月的分布滯后模型的估計，在EVIEWS工作文檔的方程設定窗口中,輸入TBZSCM2Z(-1)M2Z(-2)M2Z(-3)M2Z(-4)M2Z(-5)M2Z(-6)結果見表DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:52Sample(adjusted):1996M082008M11Includedobservations:148afteradjustmentsVariableCoefficientStdAErrort-StatisticProb.C99.226610.386141256.97020.0000M2Z0.0477670.0964260.4953700.6211M2Z(-1)0.1340200.0915651.4636680.1455M2Z(-2)0.1573680.0904571.7396960.0841M2Z(-3)0.1521170.0927761.6396200.1033M2Z(-4)0.1799260.0901571.9957000.0479M2Z(-5)0.1666960.0922531.8069390.0729M2Z(-6)0.1799740.0971701.8521580.0661R-squared0.305349Meandependentvar101.8561AdjustedR-squared0.270617S.D.dependentvar2.659733S.E.ofregression2.271517Akaikeinfocriterion4.531311Sumsquaredresid722.3706Schwarzcriterion4.693323

LoglikelihoodF-statisticProb(F-statistic)LoglikelihoodF-statisticProb(F-statistic)4.5971360.0959978.791439Durbin-Watsonstat0.000000從回歸結果看，M2Z各滯后期的系數(shù)逐漸增加，表明當其貨幣供應量的變化對物價水平的影響要經過一段時間才能逐步顯現(xiàn)。但各滯后期的系數(shù)的t統(tǒng)計量值不顯著，因此還不能據此判斷滯后期究竟有多長。為此，我們作滯后12個月的分布滯后模型的估計，結果如下：DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:53Sample(adjusted):1997M022008M11Includedobservations:142aftAradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C98.199750.313325313.41220.0000M2Z-0.0649220.086361-0.7517470.4536M2Z(-1)0.0795070.0784611.0133300.3128M2Z(-2)0.0686290.0816670.8403530.4023M2Z(-3)0.0995560.0822801.2099690.2285M2Z(-4)0.1324290.0828811.5978280.1125M2Z(-5)0.0442900.0822150.5387140.5910M2Z(-6)0.0678940.0821240.8267220.4099M2Z(-7)0.1316240.0822361.6005620.1119M2Z(-8)0.1526020.0824871.8500020.0666M2Z(-9)0.0854950.0822461.0395020.3005M2Z(-10)0.0782950.0814440.9613310.3382M2Z(-11)0.2047460.0948262.1591700.0327M2Z(-12)0.2889870.1007072.8695750.0048R-squared0.554030Meandependentvar101.6366AdjustedR-squared0.508737S.D.dependentvar2.482034S.E.ofregression1.739662Akaikeinfocriterion4.038645Sumsquaredresid387.3823Schwarzcriterion4.330065Loglikelihood-272.7438Hannan-Quinncriter.4.157066F-statistic12.23193Durbin-Watsonstat0.201551Prob(F-statistic)0.000000通過上述一系列分析，我們可以做出這樣的判斷：在我國，貨幣供應量變化對物價水平的影響具有明顯的滯后性,滯后期大約為四個季度，而且滯后影響具有持續(xù)性，持續(xù)的長度大約為半年左右，其影響力度先遞增后遞減，之后結構為人型。根據前面的分析可知，分布滯后模型可以用自回歸分析滯后模型來代替，因此我們估計如下自回歸模型:TBZS=a+01*TBZS(-1)+02M2Z+u

dependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:54Sample(adjusted):1997M082008M11Includedobservations:136afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C97.596530.286256340.94150.0000M2Z-0.0195200.077185-0.2529000.8008M2Z(-1)0.0150640.0772860.1949140.8458M2Z(-2)-0.0205390.079295-0.2590190.7961M2Z(-3)0.0043090.0790560.0545060.9566M2Z(-4)0.0015230.0812150.0187520.9851M2Z(-5)0.0047860.0824890.0580230.9538M2Z(-6)-0.0117630.081670-0.1440270.8857M2Z(-7)0.0669610.0787200.8506160.3967M2Z(-8)0.0917570.0783921.1704860.2442M2Z(-9)0.0431190.0783850.5500860.5833M2Z(-10)0.0364990.0773710.4717400.6380M2Z(-11)0.1645430.0870291.8906690.0612M2Z(-12)0.2142240.0948302.2590270.0257M2Z(-13)0.2317050.0944852.4522830.0157M2Z(-14)0.2124500.0956592.2209050.0283M2Z(-15)0.2154320.0970112.2206870.0283M2Z(-16)0.1721570.0961301.7908780.0759M2Z(-17)0.1094690.0968741.1300150.2608M2Z(-18)0.1148720.0920971.2472980.2148R-squared0.685178Meandependentvar101.5537AdjustedR-squared0.633612S.D.dependentvar2.494614S.E.ofregression1.509989Akaikeinfocriterion3.797135Sumsquaredresid264.4877Schwarzcriterion4.225466Loglikelihood-238.2052Hannan-Quinncriter.3.971198F-statistic13.28748Durbin-Watsonstat0.197989Prob(F-statistic)0.0000002、自回歸模型（實驗指導書p180）根據數(shù)據，建立廣東省城鄉(xiāng)儲蓄存款CX的自回歸模型（作一階自回歸模型、考慮LB、RK作為自變量）。并解釋模型的實際意義。數(shù)據見“廣東省宏觀經濟數(shù)據-實驗七”。DependentVariable:CXMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:59Sample(adjusted):19792005Includedobservations:27afteradjustmAntsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CX(-1)0.7478250.0850618.7916340.0000LB0.9840970.2173404.5279170.0002RK-0.6880020.237546-2.8962930.0081C3588.7051289.7822.7824120.0106R-squared0.998181Meandependentvar4446.959AdjustedR-squared0.997944S.D.dependentvar5613.364S.E.ofregression254.5348Akaikeinfocriterion14.05271Sumsquaredresid1490123.Schwarzcriterion14.24468Loglikelihood-185.7115Hannan-Quinncriter.14.10979F-statistic4207.399Durbin-Watsonstat1.017355Prob(F-statistic)0.000000CX(-1)不僅顯著，LB、RK也顯著，方程為CX=0.747825*CX(-1)+0.984097*LB-0.688002*RK+3588.7047（請對得到的圖表進行處理，以上在一頁內）（二）虛擬解釋變量模型（請對得到的圖表進行處理，以上在一頁內）（二）虛擬解釋變量模型（實驗指導書P200）根據數(shù)據，考慮1994年的稅制改革，作為虛擬變量引入到稅收CS對生產稅SE的模型中，建立合理的模型。數(shù)據見“廣東省宏觀經濟數(shù)據-實驗七”。

ResidualActualFittedDependentVariable:CSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:11:05Sample:19782005IncludedobservationsA28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SE0.6211710.0A500641.394130.0000C20.527359.7832572.0982120.0462DD94-139.593527.13496-5.1444160.0000R-squared0.994770Meandependentvar449.5546AdjustedR-squared0.994352S.D.dependentvar509.5465S.E.ofregression38.29494Akaikeinfocriterion10.22947Sumsquaredresid36662.57Schwarzcriterion10.37221Loglikelihood-140.2126Hannan-Quinncriter.10.27311F-statistic2377.613Durbin-Watsonstat2.197491Prob(F-statistic)0.000000

ResidualActualFittedDependentVariable:CSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:11:06Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SE0.5556810.01128149.259170.0000C14.6064713.621151.0723380.2938D94-66.2242254.39562-1.2174550.2348R-squared0.989836Meandependentvar449.5546AdjustedR-squared0.989023S.D.dependentvar509.5465S.E.ofregression53.38516Akaikeinfocriterion10.89390Sumsquaredresid71249.37Schwarzcriterion11.03664Loglikelihood-149.5146Hannan-Quinncriter.10.93754F-statistic1217.373Durbin-Watsonstat1.306956Prob(F-statistic)0.000000建立的財政收入CS的回歸方程為：CS=0.556143052611*SE+11.8774094587

（請對得到的圖表進行處理，以上在一頁內）課后拓展以下第三部分和第四部分屬于課后自學、拓展練習。（三）時間序列模型（實驗指導書P182）根據數(shù)據，建立廣東省城鎮(zhèn)居民的人居可支配收入RJSR與人均消費水平RJXF的模型。數(shù)據見“廣東省宏觀經濟數(shù)據-實驗七”。1、單位根檢驗對以上模型的數(shù)據進行單位根檢驗。2、協(xié)整檢驗和誤差修正模型對以上模型作協(xié)整檢驗和建立誤差修正模型。）聯(lián)立方程模型（實驗指導書P220）用二階段最小二乘法估計財政支出方程。數(shù)據見“廣東省宏觀經濟數(shù)據-實驗七”。二、實驗總結與評價實驗總結（包括實驗數(shù)據分析、實驗結果、實驗過程中出現(xiàn)的問題及解決方法等）：見實驗步驟中。1、由于心理、技術以及制度等原因，京津變量之間的影響往往具有滯帶效應，滯帶變量模型在經濟分析中具有重要作用。分布滯后模型和自回歸模型是兩種常見的滯后變量模型。2、分布滯后模型不能直接運用OLS方法進行估計，原因在于自由度損失、多重共線性和滯后長度難于確定