实验七 滞后效应虚拟变量时间序列和联立方程模型的估计学生实验报告Word格式文档下载.docx

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49

Sampl（adjusted）:

1996M022008M11

Includedobservations:

154afteradjustments

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob. 

C

101.3693

0.347947

291.3352

0.0000

M2Z

0.295873

0.099444

2.975262

0.0034

R-squared

0.055033

Meandependentvar

102.1383

AdjustedR-squared

0.048816

S.D.dependentvar

2.964169

S.E.ofregression

2.890915

Akaikeinfocriterion

4.973925

Sumsquaredresid

1270.323

Schwarzcriterion

5.013366

Loglikelihood

-380.9922

Hannan-Quinncriter.

4.989946

F-statistic

8.852184

Durbin-Watsonstat

0.144830

Prob（F-statistic）

0.003406

从回归结果看，M2Z的t统计量显著，表明当期货币供应量的变化对当期物价水平有一定影响但没有显现出这种影响的滞后性。

为了分析货币供应量变化影响物价的滞后性，我们作之后6个月的分布滞后模型的估计，在EVIEWS工作文档的方程设定窗口中，输入 

TBZS 

C 

M2Z（-1）M2Z（-2） 

M2Z（-3） 

M2Z（-4） 

M2Z（-5） 

M2Z（-6） 

结果见表

06/25/15Time:

52

Sample（adjusted）:

1996M082008M11

148afteradjustments

StdError

99.22661

0.386141

256.9702

0.047767

0.096426

0.495370

0.6211

M2Z（-1）

0.134020

0.091565

1.463668

0.1455

M2Z（-2）

0.157368

0.090457

1.739696

0.0841

M2Z（-3）

0.152117

0.092776

1.639620

0.1033

M2Z（-4）

0.179926

0.090157

1.995700

0.0479

M2Z（-5）

0.166696

0.092253

1.806939

0.0729

M2Z（-6）

0.179974

0.097170

1.852158

0.0661

0.305349

101.8561

0.270617

2.659733

2.271517

4.531311

722.3706

4.693323

-327.3170

4.597136

8.791439

0.095997

0.000000

从回归结果看，M2Z各滞后期的系数逐渐增加，表明当其货币供应量的变化对物价水平的影响要经过一段时间才能逐步显现。

但各滞后期的系数的t统计量值不显著，因此还不能据此判断滞后期究竟有多长。

为此，我们作滞后12个月的分布滞后模型的估计，结果如下：

53

1997M022008M11

142aftradjustments

98.19975

0.313325

313.4122

-0.064922

0.086361

-0.751747

0.4536

0.079507

0.078461

1.013330

0.3128

0.068629

0.081667

0.840353

0.4023

0.099556

0.082280

1.209969

0.2285

0.132429

0.082881

1.597828

0.1125

0.044290

0.082215

0.538714

0.5910

0.067894

0.082124

0.826722

0.4099

M2Z（-7）

0.131624

0.082236

1.600562

0.1119

M2Z（-8）

0.152602

0.082487

1.850002

0.0666

M2Z（-9）

0.085495

0.082246

1.039502

0.3005

M2Z（-10）

0.078295

0.081444

0.961331

0.3382

M2Z（-11）

0.204746

0.094826

2.159170

0.0327

M2Z（-12）

0.288987

0.100707

2.869575

0.0048

0.554030

101.6366

0.508737

2.482034

1.739662

4.038645

387.3823

4.330065

-272.7438

4.157066

12.23193

0.201551

通过上述一系列分析，我们可以做出这样的判断：

在我国，货币供应量变化对物价水平的影响具有明显的滞后性，滞后期大约为四个季度，而且滞后影响具有持续性，持续的长度大约为半年左右，其影响力度先递增后递减，之后结构为^型。

根据前面的分析可知，分布滞后模型可以用自回归分析滞后模型来代替，因此我们估计如下自回归模型：

TBZS=a+β1*TBZS（-1）+ 

β2M2Z+u 

ependentVariable:

54

1997M082008M11

136afteradjustments

97.59653

0.286256

340.9415

-0.019520

0.077185

-0.252900

0.8008

0.015064

0.077286

0.194914

0.8458

-0.020539

0.079295

-0.259019

0.7961

0.004309

0.079056

0.054506

0.9566

0.001523

0.081215

0.018752

0.9851

0.004786

0.082489

0.058023

0.9538

-0.011763

0.081670

-0.144027

0.8857

0.066961

0.078720

0.850616

0.3967

0.091757

0.078392

1.170486

0.2442

0.043119

0.078385

0.550086

0.5833

0.036499

0.077371

0.471740

0.6380

0.164543

0.087029

1.890669

0.0612

0.214224

0.094830

2.259027

0.0257

M2Z（-13）

0.231705

0.094485

2.452283

0.0157

M2Z（-14）

0.212450

0.095659

2.220905

0.0283

M2Z（-15）

0.215432

0.097011

2.220687

M2Z（-16）

0.172157

0.096130

1.790878

0.0759

M2Z（-17）

0.109469

0.096874

1.130015

0.2608

M2Z（-18）

0.114872

0.092097

1.247298

0.2148

0.685178

101.5537

0.633612

2.494614

1.509989

3.797135

264.4877

4.225466

-238.2052

3.971198

13.28748

0.197989

2、自回归模型

（实验指导书P180）根据数据，建立广东省城乡储蓄存款CX的自回归模型（作一阶自回归模型、考虑LB、RK作为自变量）。

并解释模型的实际意义。

数据见“广东省宏观经济数据-实验七”。

CX

59

19792005

27afteradjustmnts

CX（-1）

0.747825

0.085061

8.791634

LB

0.984097

0.217340

4.527917

0.0002

RK

-0.688002

0.237546

-2.896293

0.0081

3588.705

1289.782

2.782412

0.0106

0.998181

4446.959

0.997944

5613.364

254.5348

14.05271

1490123.

14.24468

-185.7115

14.10979

4207.399

1.017355

CX（-1）不仅显著，LB、RK也显著，方程为 

CX=0.747825*CX（-1）+0.984097*LB-0.688002*RK+3588.7047

（请对得到的图表进行处理，以上在一页内）

（二）虚拟解释变量模型

（实验指导书P200）根据数据，考虑1994年的税制改革，作为虚拟变量引入到税收CS对生产税SE的模型中，建立合理的模型。

CS

11:

05

Sample:

19782005

Includedobservations28

SE

0.621171

0.05006

41.39413

20.52735

9.783257

2.098212

0.0462

DD94

-139.5935

27.13496

-5.144416

0.994770

449.5546

0.994352

509.5465

38.29494

10.22947

36662.57

10.37221

-140.2126

10.27311

2377.613

2.197491

06

28

0.555681

0.011281

49.25917

14.60647

13.62115

1.072338

0.2938

D94

-66.22422

54.39562

-1.217455

0.2348

0.989836

0.989023

53.38516

10.89390

71249.37

11.03664

-149.5146

10.93754

1217.373

1.306956

建立的财政收入CS的回归方程为：

CS=0.556143052611*SE+11.8774094587

观察其残差趋势图

课后拓展

以下第三部分和第四部分属于课后自学、拓展练习。

（三）时间序列模型

（实验指导书P182）根据数据，建立广东省城镇居民的人居可支配收入RJSR与人均消费水平RJXF的模型。

1、单位根检验

对以上模型的数据进行单位根检验。

2、协整检验和误差修正模型

对以上模型作协整检验和建立误差修正模型。

（四）联立方程模型

（实验指导书P220）用二阶段最小二乘法估计财政支出方程。

二、实验总结与评价

实验总结（包括实验数据分析、实验结果、实验过程中出现的问题及解决方法等）：

见实验步骤中。

1、 

由于心理、技术以及制度等原因，京津变量之间的影响往往具有滞带效应，滞带

变量模型在经济分析中具有重要作用。

分布滞后模型和自回归模型是两种常见的滞后变量模型。

2、 

分布滞后模型不能直接运用OLS方法进行估计，原因在于自由度损失、多重共线

性和滞后长度难于确定；

克服这些困难的方法是采用变通估计方法，变通的估计方法有经验加权法、阿尔蒙法及库伊克法。

3、 

自回归模型产生的背景主要在于两个方面：

一是无限分布滞后模型不能直接估计，

为了估计模型而对滞后结构作出某种假定（库伊克假定），然后通过变换形成自回归模型；

二是在模型中引入了预期因素，由于变量的预期值无法观测，因此对“期望模型”中预期的形成作出某种假定，最后变换成自回归模型，如自适应预期模型、局部调整模型。

4、 

库伊克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式为自回归结构。

在这三

个模型中，只有局部调整模型满足扰乱项无自相关、与解释变量Xt及Yt-1不相关的古典假定，从而可使用最小二乘法直接进行估计；

而库伊克模型与自适应预期模型不满足古典假定，如果使用最小二乘法直接进行估计，则估计是有偏的，且不是一致估计。

5、 

为了缓解扰动项与解释变量Yt-1存在相关带来估计偏倚，可采用工具变量法；

诊

断一阶自回归模型扰动是否存在字相关可采用德宾h检验法。

对实验的自我评价：

根据以上实验操作的实践，谈谈自己的感受；

（50字左右）

经过这次实验的训练，我已经能很熟练地运用Eviews软件处理计量经济学中的常见问题，建立分布滞后模型、自回归模型、虚拟解释变量模型，进一步地，体验了做单位根检验、协整和误差修正模型、联立方程模型等内容。

指导教师评语：

经过6次实验的训练，学生已经能很熟练地运用Eviews软件处理计量经济学中的常见问题。

在本次实验中，学生学会建立分布滞后模型