庞皓计量经济学课后答案第九章Word下载.docx
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16.42299
Loglikelihood
-251.1223
Hannan-Quinnenter
16,36063
F-statistic
626.8265
DurOin-Watsonstat
0.084298
Prob(F-st3tistic)
0.000000
CCt=953.81740.046908GDR
T(4.779065)(25.03650)
2
F=626.8265R=0.955781DW=0.084298
对n=31,K=1,显著性水平〉=0.05的DW统计量的临界值为dL=1.363,dU=1.496。
DW=0.084298<
dL=1.363,表明存在显著遗漏变量的状况。
LM检验如下:
对上表回归结果可得残差ee。
用ee对全部的解释变量进行回归。
EE
Melhod:
LeastSquares
Dale:
11/27/14Time:
16:
43
Sample:
19702008
Includedobservations:
variable
Coefficient
StdError
t-Statistic
Prob,
067.730
65.24516
^16.36408
GNI
-0010513
080965
-0501700
05201
-0060605
0.021441
-2825553
00089
CT
2291424
0.372030
6159240
□0000
CN
0.578727
Q.528423
1.095197
□2835
0.975368
-1.76E-13
0.971578
S.D.dependentvar
8109259
136.7125
Akaikeinfocriterion
12.82033
Sumsquaredresid
4859483
Schwarzcriterion
13.05162
-193.7151
Hsnnan-Quinccriter.
12.89572
F-statistic
257.3803
Durbin-Watsonstat
0.468998
Prob(F-statistic)
222
得R=0.975368,nR=31*0.975368=30.236408>
0.05(3),所以拒绝原假设,认为受约束模型
不成立。
②GNI;
二GDR…打,对实证分析模型CCt二1•2GDPtt进行误差检验。
将GDP对GNI进行回归
DependentVariable:
GDP
FJethod:
12/01/14Time:
09:
32
19782008Includedobservations:
Coefficient
StdErrort-Statistic
1918586
307.83390.623254
0.5380
GN.I
1.002758
0.002901345.6026
0.999757
Meandependentvar
71336.19
0.999749
80372.33
S.E.otregression
1273.^13
AKaikeinfocriterion
17.19944
47040610
Schwarzcriterion
17.29196
-2645914
Hannan-QuinncritE「
1722960
119441.2
Durt)in^'
Afatsonstat
2.507409
ProbCF-statiStic)
将所得到的残差带入CCt=•2GDP•■:
t再回归,得到以下结果
Method:
Date:
10:
16
19792008
9569648
194.97524.90813B
0.046864
0.00103025.50231
W
0.181633
0.11748S1.545974
0.1333
0.959259
□955349
3856352
805.7053
16.31303
18176508
16.45185
-2498527
Hannan-Quinncriter
18.35832
329.6309
DurDin-Watsonstat
0.315011
Prob(F-statistic)
CG=956.96480.046864GDR0.181633?
T(4.908136)(25.60231)(1.545974)
从表中可以看出,•?
的系数t值多对应的P值为0.1333大于显著性水平0.05,所以应该接受原假设,认为不存在测量误差。
10.1、①利润(profit)散点图:
红利(bonus)散点图:
BON
②对利润(profit)的单位根检验:
tJullHypothesis:
PROhasaunitroot
Exogenous:
Constant,LinearTrend
LagLength:
0(Automatic-basedonSIC.maxlaq=11)
Prob*
AugmentedDickey^Fullerteststatistic
-1.797079
D.6978
Testcriticalvalues:
1%level
-4.066981
5%level
-3.462292
10%level
・3.157475
*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.
从检验结果看,在1%,5%,10%三个显著水平下,单位根检验的临界值非别为:
-4.066981,
-3.462292,-3.157475,t检验统计量值为-1.797079,大于相应临界值,从而不能拒绝原假设,表明利润(profit)序列存在单位根,是非平稳序列。
对红利(bonus)作单位根检验
NullHypothesis:
BONhasaunitroot
Exogen□us:
1(Automatic-basedonSIC,maxlag=11)
Prob."
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-2.B93559
0.1698
1%level5%level10%level
-4.060290
-3.462912
-3.157836
从检验结果看,在1%,5%,10%三个显著水平下,单位根检验的临界值非别为:
-4.068290,
-3.462912,-3.157836,t检验统计量值为-2.893559,大于相应临界值,从而不能拒绝原假设,表明红利(bonus)序列存在单位根,是非平稳序列。
③寸GDP:
GUH
GDFhasaunitroot
Constant
2(Automatic-basedonSICrmaxiaq-11)
t-Staiistic
Prot>
*
-0.511175
0.8829
-3,509281
-2895924
-2.585172
^[.lacKinnon(1996)one-sidedp-values.
从散点图和单位根检验均可以看出GDP为非平稳序列
对GDP的一阶差分作单位根检验
NullHypottiesis:
D(GDP)hasaunitroot
1(Automatic'
basedonSIC,maxlag=11)
Statistic
-10.09769
-3509281
-2.895924
*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.
-3.509281,
-2.895924,-2.585172,t检验统计量值为-10.09769,小于相应临界值,从而拒绝原假设,表明
GDP序列不存在单位根,是平稳序列。
即GDP序列是一阶单整,GDP~I
(1).
对PDI:
PDlhasaunitroot
0(Automatic-basedonSICdrnaxlag=11)
AugmentEclDickey-Fullerteststatist!
匚
-3.018058
0.1334
Test匚riticalvalues:
-3.157475
对PDI的一阶差分作单位根检验
D(PDI)hasaunitroot
0(Automatic-basedonSICtmaxlaq=11)
t-Statistic
Prob.1
-10.40856
Test匚「iti匚mlvalues:
-3.508325
-2.895512
-2.584952
'
F/lacKinncn(1996)one-sidedpwalues.
-3.508326,
-2.895512,-2.584952,t检验统计量值为-10.40856,小于相应临界值,从而拒绝原假设,表明
PDI序列不存在单位根,是平稳序列。
即PDI序列是一阶单整,PDI~I
(1).
对PCE
PCEhasaunitroot
0(Automatic-basedonSIC,rnaxlag=11)
AuqmentedDickey-Fullerteststatistic
-1,082865
0.7196
-3.507394
-2.895109
-2584738
对PCE的一阶差分作单位根检验
D(PCE)hasaunitroot
0(Automati匚”basedonSIC,maxlag=11)
Prot)*
-26.34286
0.0001
-3.508326
^MacKinnon(1996)one-sidedp-vaiues.
-2.895512,-2.584952,t检验统计量值为-26.34286,小于相应临界值,从而拒绝原假设,表明
PCE序列不存在单位根,是平稳序列。
即PCE序列是一阶单整,PCE~I
(1).
综上,GPD,PDI,PCE的单整阶数相同。
10・6、①Iny的平稳性检验
LNYhasaunitrootExogenous:
ConstantLinearTrend
0(Automatic-basedonSIC,maxlag=9)
Au口mintedDickey*Fullerteststatisti匚
0866397
09997
-4.205004
-3.526509-3.194611
Inc的平稳性检验
LNC
19501955196Q1965197Q197519S019S5199Q
LNChasaunitroot
0(Automatic-basedanSIC,maxlag=9)
t-StatiStic
AugmentedDickey-Fullerteststatisti匚
1.455218
1,0000
1%level5%level
-4.205004-3526609-3.194611
TMacKinnon(1996)one-sidedp-values.
从散点图和单位根检验均可以看出Inc为非平稳序列
②对Iny和Inc的一阶差分作单位根检验
D(LN¥
)hasaunitroot
LagLenglh:
0(Automatic*basedonSIC,maxlag=3)
^Statistic
AugmentmdDickey-Fullerteststatistic
*4939143
0.0002
Testcriticalvalues.
-3.610453
-2.938987
-2607932
^MacKinnon(1996)one-sidedp-values
MullHypothesis:
D(LNC)hasaunitroot
UcinslantLinearTrend
t-Statistic
Prob.*
-5393545
00004
-4211868
-3.529758
-3.196411
从表中可以看出Iny和Inc的一阶差分不存在单位根,均为一阶单整。
协整方程:
LPJC
12/06/14Time:
15:
55
19501990includedobservations:
41
Coefficient
c
-0.224000
0.063217-3.543355
0.0010
LNY
0.941849
0.01079387.26190
0.994904
5.263551
0.994774
SDdependentvar
0.572245
0.041369
Akaikeinfocriterion
-3.485005
0.066745
-3.401415
7344261
-3.454567
7614.640
1.434445
l?
c二-0.2240.941849lny
R2=0.994904DW=1.434445
对残差序列e进行平稳性检验:
E
Ehasaunitroot
None
LagLengthi0(Automatic-basedonSICrmaxlag=9)
-4.657703
0,0000
-2.6240&
7-1949319^1.611711
*Ma匚Kinnon(1996}one-sidedp-values.
建立修正模型:
DLNCMethod:
14Sample(adjusted):
19511990Iri匚ludedobservations:
40afteradjustments
CoefTident
0.013914
0.007238
1.922432
0.0623
DLNY
0.697651
0.076709
9094746
00000
E(-1)
-0.694686
0.142B04
-4.864620
R-squarea
0.730465
0.055028
0.71589&
S.Ddependentvar
0.067779
SE.ofregression
0.036127
-3.73149