计量经济学作业实验四、五.doc

作业哦 亲 实验 序列相关的检验与修正 实验目的 1、理解序列相关的含义后果、 2、学会序列相关的检验与消除方法 实验内容 存款余额Y GDP指数X 年份 存款余额Y GDP指数X 1978 210.60 100.0 1989 5146.90 271.3 1979 281.00 107.6 1990 7034.20 281.7 1980 399.50 116.0 1991 9107.00 307.6 1981 523.70 122.1 1992 11545.40 351.4 1982 675.40 133.1 1993 14762.39 398.8 1983 892.50 147.6 1994 21518.80 449.3 1984 1214.70 170.0 1995 29662.25 496.5 1985 1622.60 192.9 1996 38520.84 544.1 1986 2237.60 210.0 1997 46279.80 592.0 1987 3073.30 234.0 1998 53407.47 638.2 1988 3801.50 260.7 一、模型的估计 0、准备工作。建立工作文件，并输入数据 (-6.706) (13.862) ＝0.9100 F＝192.145 S.E＝5030.809 ⑵双对数模型：GENR LNY=LOG(Y) GENR LNX=LOG(X) LS LNY C LNX (-31.604) (64.189) ＝0.9954 F＝4120.223 S.E＝0.1221 3、选择模型 比较以上模型，可见各模型回归系数的符号及数值较为合理。各解释变量及常数项都通过了检验，模型都较为显著。比较各模型的残差分布表。线性模型的残差在较长时期内呈连续递减趋势而后又转为连续递增趋势，残差先呈连续递增趋势而后又转为连续递减趋势，因此，可以初步判断这种函数形式设置是不当的。而且，这个模型的拟合优度也较双对数模型低，所以又可舍弃线性模型。双对数模型具有很高的拟合优度，因而初步选定回归模型为双对数回归模型。 二、模型自相关的检验 1.图示法 其一，残差序列et的变动趋势图。菜单：Quick→Graph→line，在对话框中输入resid；或者用命令操作，直接在命令行输入：line X。 其二，作et-1和et之间的散点图。菜单：Quick→Graph→Scatter，在对话框中输入resid(-1) resid；或者用命令操作，直接在命令行输入：scat resid(-1) resid。 ＝0.05时，查表得＝1.22，＝1.42，而00.7062＝DW，所以存在（正）自相关。 3.LM(BG)检验 在方程窗口中点击View/Residual Test/Series Correlation LM Test，并选择滞后期为2，则会得到如图4-1所示的信息。 图4-1 双对数模型的BG检验 图中，=11.31531，临界概率P=0.0034，因此辅助回归模型是显著的，即存在自相关性。又因为，的回归系数均显著地不为0，说明双对数模型存在一阶和二阶自相关性。 三、自相关的（1）自相关系数ρ的估计 主要的方法有： 根据ρ和DW统计量之间的近似关系，取ρ的估计为：1-DW/2 直接取ρ=1 采用杜宾两步法估计。LS ρ的估计 科克伦-奥科特迭代法。首先产生残差序列，命名为e，然后e对其滞后1阶回归（无常数项），LS e e(-1)，e(-1) 的系数估计作为ρ的估计 （）＝0.05时，查表得＝1.18，＝1.40，而1.6445＝DW4－，说明模型不存在一阶自相关性；再BG检验（图4-3），也表明不存在高阶自相关性，因此，中国城乡居民储蓄存款的双对数模型为： (-25.263) (52.683) ＝0.9982 F＝2709.985 S.E＝0.0744 DW＝1.6445 图4-3 习题 1. 下表给出了美国1960-1995年36年间个人实际可支配收入X和个人实际消费支出Y的数据。 美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出 单位：100亿美元 年份 个人实际可支配收入 X 个人实际 消费支出 Y 年份 个人实际可支配收入 X 个人实际 消费支出 Y 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 157 162 169 176 188 200 211 220 230 237 247 256 268 287 285