计量经济学作业.docx
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计量经济学作业
20100561统计一班黄艳萍
课本P306
8.
（1）对LX与LM序列进行单位根检验，检验它们的平稳性。
NullHypothesis:
D（LX）hasaunitroot
Exogenous:
Constant,LinearTrend
LagLength:
0（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=7）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-9.686205
0.0000
Testcriticalvalues:
1%level
-4.323979
5%level
-3.580623
10%level
-3.225334
*MacKinnon（1996）one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D（LX,2）
Method:
LeastSquares
Date:
10/23/12Time:
17:
49
Sample（adjusted）:
19802007
Includedobservations:
28afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D（LX（-1））
-1.567446
0.161823
-9.686205
0.0000
C
0.166497
0.097740
1.703469
0.1009
@TREND（1978）
0.005618
0.005481
1.024938
0.3152
R-squared
0.789804
Meandependentvar
-0.003879
AdjustedR-squared
0.772989
S.D.dependentvar
0.490453
S.E.ofregression
0.233680
Akaikeinfocriterion
0.031226
Sumsquaredresid
1.365154
Schwarzcriterion
0.173962
Loglikelihood
2.562838
Hannan-Quinncriter.
0.074862
F-statistic
46.96842
Durbin-Watsonstat
1.798245
Prob（F-statistic）
0.000000
由于-9.6862明显小于给定的显著性水平的临界值，所以拒绝零假设
，即
，不存在单位根
，原LX序列并非平稳，但一阶差分后是平稳序列。
NullHypothesis:
D（LM）hasaunitroot
Exogenous:
Constant,LinearTrend
LagLength:
1（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=7）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-5.317055
0.0010
Testcriticalvalues:
1%level
-4.339330
5%level
-3.587527
10%level
-3.229230
*MacKinnon（1996）one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D（LM,2）
Method:
LeastSquares
Date:
10/23/12Time:
18:
05
Sample（adjusted）:
19812007
Includedobservations:
27afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D（LM（-1））
-1.187734
0.223382
-5.317055
0.0000
D（LM（-1）,2）
0.418377
0.171790
2.435392
0.0230
C
0.103301
0.058331
1.770947
0.0898
@TREND（1978）
0.004374
0.003026
1.445444
0.1618
R-squared
0.560167
Meandependentvar
-0.002081
AdjustedR-squared
0.502797
S.D.dependentvar
0.170029
S.E.ofregression
0.119892
Akaikeinfocriterion
-1.268497
Sumsquaredresid
0.330604
Schwarzcriterion
-1.076521
Loglikelihood
21.12471
Hannan-Quinncriter.
-1.211412
F-statistic
9.764190
Durbin-Watsonstat
2.083194
Prob（F-statistic）
0.000241
由于-5.311明显小于给定的显著性水平的临界值，所以拒绝零假设
，即
，不存在单位根
，原LM序列并非平稳，但一阶差分后是平稳序列。
（2）检验LX与LM的单整性
由
（1）可知，LX与LM都是经过一次差分变成平稳序列，所以LX与LM都是1阶单整序列。
（3）检验LX与LM的协整性
对LX和LM进行回归分析，获得残差Resid，并新建e序列存放Resid。
对e序列进行单整性检验。
由于残差序列均值为0，所以选择无截距项、无趋势项的ADF检验。
NullHypothesis:
Ehasaunitroot
Exogenous:
None
LagLength:
0（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=7）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-4.868963
0.0000
Testcriticalvalues:
1%level
-2.647120
5%level
-1.952910
10%level
-1.610011
*MacKinnon（1996）one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D（E）
Method:
LeastSquares
Date:
10/23/12Time:
18:
25
Sample（adjusted）:
19792007
Includedobservations:
29afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
E（-1）
-0.911793
0.187266
-4.868963
0.0000
R-squared
0.458378
Meandependentvar
-0.004297
AdjustedR-squared
0.458378
S.D.dependentvar
0.311145
S.E.ofregression
0.228987
Akaikeinfocriterion
-0.076430
Sumsquaredresid
1.468179
Schwarzcriterion
-0.029282
Loglikelihood
2.108239
Hannan-Quinncriter.
-0.061664
Durbin-Watsonstat
1.958349
由图可知，残差序列的t检验统计量为-4.8690，小于已有各个水平下的临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。
LX与LM为（1，1）阶协整。
存在协整关系。
（4）估计LX关于LM的误差修正模型。
由以上分析可知，LX与LM之间存在协整关系，表明两者之间存在长期均衡关系。
但从短期来看，可能会存在非均衡的情况，为了模型能够反映短期内的动态调整，可以把（3）中分析得到的残差作为均衡误差，通过建立误差修正模型把LX的短期行为和长期变化联系起来。
误差修正模型为：
对LX、LM两个序列进行差分，两个差分序列分别为dlx和dlm。
建立ecm模型。
对dlx和dlm进行回归分析，得
DependentVariable:
DLX
Method:
LeastSquares
Date:
10/23/12Time:
19:
57
Sample（adjusted）:
19802007
Includedobservations:
28afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
DLM
0.644859
0.217209
2.968843
0.0063
E（-1）
-0.869768
0.185643
-4.685178
0.0001
R-squared
0.366332
Meandependentvar
0.160368
AdjustedR-squared
0.341960
S.D.dependentvar
0.276864
S.E.ofregression
0.224591
Akaikeinfocriterion
-0.080321
Sumsquaredresid
1.311471
Schwarzcriterion
0.014837
Loglikelihood
3.124489
Hannan-Quinncriter.
-0.051230
Durbin-Watsonstat
1.277480
可见所有t值都通过t检验。
因此误差修正模型为
（2.9688）（-4.6852）
=0.3663DW=1.2775
EviewsP211我国城镇居民消费结构对比分析
面板模型类型的选择和估计
（1）计算混合模型的残差平方和
DependentVariable:
CONSUME?
Method:
PooledLeastSquares
Date:
10/23/12Time:
17:
01
Sample:
19962003
Includedobservations:
8
Cross-sectionsincluded:
29
Totalpool（balanced）observations:
232
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
265.0866
46.32223
5.722664
0.0000
INCOME?
0.747336
0.006999
106.7802
0.0000
R-squared
0.980227
Meandependentvar
4952.143
AdjustedR-squared
0.980141
S.D.dependentvar
1599.622
S.E.ofregression
225.4217
Akaikeinfocriterion
13.68241
Sumsquaredresid
11687434
Schwarzcriterion
13.71212
Loglikelihood
-1585.159
Hannan-Quinncriter.
13.69439
F-statistic
11402.02
Durbin-Watsonstat
0.633044
Prob（F-statistic）
0.000000
因此表达式为：
（5.7227）（106.7802）
=0.9802残差平方和
=11687434
模型显示：
29个省市的人均收入变动1个单位，人均消费变动0.7473个单位。
（2）计算个体固定效应回归模型的残差平方和
DependentVariable:
CONSUME?
Method:
PooledLeastSquares
Date:
10/23/12Time:
17:
11
Sample:
19962003
Includedobservations:
8
Cross-sectionsincluded:
29
Totalpool（balanced）observations:
232
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
546.2405
52.79208
10.34702
0.0000
INCOME?
0.702507
0.008264
85.00834
0.0000
FixedEffects（Cross）
BEIJ--C
528.7945
TIANJ--C
-2.098388
HEB--C
-206.0987
SHANX--C
-150.5853
LMG--C
-231.7145
LIAON--C
104.2279
JIN--C
-19.82496
HEILJ--C
-219.3924
SHANGH--C
185.5096
JIANGS--C
-124.4121
ZHEJ--C
107.6448
ANH--C
-106.1617
FUJ--C
-120.2966
JIANGX--C
-383.5205
SHAND--C
-212.4554
HEN--C
-205.7808
HUB--C
165.8370
HUN--C
139.3203
GUANGD--C
433.8359
GUANGX--C
47.39929
HAIN--C
-146.1806
SIC--C
181.3348
GUIZ--C
-44.58322
YUNN--C
96.97064
SHANXI--C
168.9827
GANS--C
3.968558
QINH--C
39.49803
NINX--C
79.92879
XINJ--C
-110.1475
EffectsSpecification
Cross-sectionfixed（dummyvariables）
R-squared
0.992012
Meandependentvar
4952.143
AdjustedR-squared
0.990865
S.D.dependentvar
1599.622
S.E.ofregression
152.8873
Akaikeinfocriterion
13.01743
Sumsquaredresid
4721654.
Schwarzcriterion
13.46313
Loglikelihood
-1480.022
Hannan-Quinncriter.
13.19718
F-statistic
865.0129
Durbin-Watsonstat
1.497457
Prob（F-statistic）
0.000000
因此个体固定效应模型的相应表达式是：
（85.0083）
=0.9920
个体固定效应模型的残差平方和
其中虚拟变量
…
的定义是：
1或0且i=2，3，…29
当所有虚拟变量取0时，截距项为546.2405表示安徽省的自发消费支出；当
取1且其它都虚拟变量取0时，截距项为（546.2405+528.7945）=1075.035表示北京的自发消费支出。
以此类推，可得出每个地区的自发消费支出。
由模型可知，29个省市的城镇居民人均消费支出占收入的70.25%，北京市居民的自发消费支出明显高于其他地区。
模型的选择检验：
：
模型中不同个体的截距项相同（混合模型）......受约束模型
：
模型中不同个体的截距项
不同（个体固定效应模型）......非约束模型
统计量F=（（
-
）/（N-1））/（（
/（NT-N-k））=10.276,大于5%置信水平下的分布临界值，应拒绝零假设，所以选择个体光电效应模型更为合理。
综上所述，1996~2003年中国29个省市居民家庭人均消费和收入问题的研究应该建立个体固定效应模型，即随地区不同，自发消费支出存在显著性差异，人均消费平均占收入的70.25%。
EviewsP252中国城镇居民的生活消费支出和可支配收入的数量关系
1、对生活消费支出和可支配收入两个序列单整性检验
NullHypothesis:
D（SR）hasaunitroot
Exogenous:
Constant,LinearTrend
LagLength:
10（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=11）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-15.35611
0.0001
Testcriticalvalues:
1%level
-4.090602
5%level
-3.473447
10%level
-3.163967
*MacKinnon（1996）one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D（SR,2）
Method:
LeastSquares
Date:
10/23/12Time:
20:
29
Sample（adjusted）:
1993M011998M12
Includedobservations:
72afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
D（SR（-1））
-11.75623
0.765574
-15.35611
0.0000
D（SR（-1）,2）
9.795575
0.729268
13.43206
0.0000
D（SR（-2）,2）
8.845714
0.685529
12.90349
0.0000
D（SR（-3）,2）
7.929526
0.627553
12.63563
0.0000
D（SR（-4）,2）
7.006358
0.561630
12.47505
0.0000
D（SR（-5）,2）
6.081439
0.485560
12.52459
0.0000
D（SR（-6）,2）
5.123690
0.409138
12.52313
0.0000
D（SR（-7）,2）
4.149816
0.324499
12.78837
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