1、最新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 实 验 报 告课程名称： 计量经济学 实验项目： 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实验类型：综合性 设计性 验证性专业班别： 姓 名： 学 号： 实验课室： 厚德楼A404 指导教师： 实验日期： 2015年6月25日星期四 广东商学院华商学院教务处 制 一、实验项目训练方案小组合作：是 否小组成员：无实验目的：掌握滞后效应、虚拟变量、时间序列和联立方程模型的估计实验场地及仪器、设备和材料实验室：普通配置的计算机，Eviews软件及常用办公软件。实验训练内容（包括实验原理和操作步骤）：【实验原理】分布
2、滞后模型、自回归模型虚拟解释变量模型单位根检验、协整和误差修正模型联立方程模型。【实验步骤】（一）滞后变量模型1、分布滞后模型（课本P178）仿照课本例7.5（全部内容），建立模型，分析我国居民消费价格TBZS受货币供应增长量M2Z影响的模型。数据见“全国广义货币供应量及物价指数月度数据”。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Tim: 10:49Sampl (adjusted): 1996M02 2008M11Included observations: 154 after adjustmentsVariabl
3、eCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C101.36930.347947291.33520.0000M2Z0.2958730.0994442.9752620.0034R-squared0.055033Mean dependent var102.1383Adjusted R-squared0.048816S.D. dependent var2.964169S.E. of regression2.890915Akaike info criterion4.973925Sum squared resid1270.323Schwarz criterion5.0133
4、66Log likelihood-380.9922Hannan-Quinn criter.4.989946F-statistic8.852184Durbin-Watson stat0.144830Prob(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TBZSCM2Z(-1)M2Z(-2)M2Z(-3)M2Z(-4)M2Z(-5)M2Z(-6)结果见表Dependen
5、t Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:52Sample (adjusted): 1996M08 2008M11Included observations: 148 after adjustmentsVariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.C99.226610.386141256.97020.0000M2Z0.0477670.0964260.4953700.6211M2Z(-1)0.1340200.0915651.4636680.1455M2Z(-2)0.15736
6、80.0904571.7396960.0841M2Z(-3)0.1521170.0927761.6396200.1033M2Z(-4)0.1799260.0901571.9957001、购买“女性化”0.0479M2Z(-5)0.1666960.092253（三）上海的文化对饰品市场的影响1.806939（二）大学生对DIY手工艺品消费态度分析0.0729（5) 资金问题M2Z(-6)开了连锁店，最大的好处是让别人记住你。“漂亮女生”一律采用湖蓝底色的装修风格，简洁、时尚、醒目。“品牌效应”是商家梦寐以求的制胜法宝 。0.1799740.0971701.852158是 否0.0661（三）大学
7、生购买消费DIY手工艺品的特点分析现在是个飞速发展的时代，与时俱进的大学生当然也不会闲着，在装扮上也不俱一格，那么对作为必备道具的饰品多样性的要求也就可想而知了。4、如果学校开设一家DIY手工艺制品店，你是否会经常去光顾？与此同时，上海市工商行政管理局也对大学生创业采取了政策倾斜：凡高校毕业生从事个体经营的，自批准经营日起，年内免交登记注册费、个体户管理费、集贸市场管理费、经济合同鉴证费、经济合同示范文本工本费等，但此项优惠不适用于建筑、娱乐和广告等行业。R-squared0.305349Mean dependent var101.8561Adjusted R-squared0.270617S
8、.D. dependent var2.659733S.E. of regression2.271517Akaike info criterion4.531311Sum squared resid722.3706Schwarz criterion4.693323Log likelihood-327.3170Hannan-Quinn criter.4.597136F-statistic8.791439Durbin-Watson stat0.095997Prob(F-statistic)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
9、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：Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:53Sample (adjusted): 1997M02 2008M11Included observations: 142 aftr adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C98.199750.313325313.41220.0000M2Z-0
10、.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)0.15
11、26020.0824871.8500020.0666M2Z(-9)0.0854950.0822461.0395020.3005M2Z(-10)0.0782950.0814440.9613310.3382M2Z(-11)0.2047460.0948262.1591700.0327M2Z(-12)0.2889870.1007072.8695750.0048R-squared0.554030Mean dependent var101.6366Adjusted R-squared0.508737S.D. dependent var2.482034S.E. of regression1.739662Ak
12、aike info criterion4.038645Sum squared resid387.3823Schwarz criterion4.330065Log likelihood-272.7438Hannan-Quinn criter.4.157066F-statistic12.23193Durbin-Watson stat0.201551Prob(F-statistic)0.000000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
13、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+1*TBZS(-1)+2M2Z+uependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:54Sample (adjusted): 1997M08 2008M11Included observations: 136 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C97.596530.286256340.94150.0000M2Z
14、-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(-
15、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、(-16)0.1721570.0961301.7908780.0759M2Z(-17)0.1094690.0968741.1300150.2608M2Z(-18)0.1148720.0920971.2472980.2148R-squared0.685178Mean dependent var101.5537Adjusted R-squared0.633612S.D. dependent var2.494614S.E. of regression1.509989Akaike info criterion3.797135Sum squared resid264.4877Schwarz criter
17、ion4.225466Log likelihood-238.2052Hannan-Quinn criter.3.971198F-statistic13.28748Durbin-Watson stat0.197989Prob(F-statistic)0.0000002、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”。Dependent Variable: CXMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:59Sam
18、ple (adjusted): 1979 2005Included observations: 27 after adjustmntsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX(-1)0.7478250.0850618.7916340.0000LB0.9840970.2173404.5279170.0002RK-0.6880020.237546-2.8962930.0081C3588.7051289.7822.7824120.0106R-squared0.998181Mean dependent var4446.959Adjusted R-s
19、quared0.997944S.D. dependent var5613.364S.E. of regression254.5348Akaike info criterion14.05271Sum squared resid1490123.Schwarz criterion14.24468Log likelihood-185.7115Hannan-Quinn criter.14.10979F-statistic4207.399Durbin-Watson stat1.017355Prob(F-statistic)0.000000CX(-1)不仅显著，LB、RK也显著，方程为CX=0.747825
20、*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。数据见“广东省宏观经济数据-实验七”。Dependent Variable: CSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 11:05Sample: 1978 2005Included observations 28VariableCoefficientStd. Errort-Statist
21、icProb.SE0.6211710.0500641.394130.0000C20.527359.7832572.0982120.0462DD94-139.593527.13496-5.1444160.0000R-squared0.994770Mean dependent var449.5546Adjusted R-squared0.994352S.D. dependent var509.5465S.E. of regression38.29494Akaike info criterion10.22947Sum squared resid36662.57Schwarz criterion10.
22、37221Log likelihood-140.2126Hannan-Quinn criter.10.27311F-statistic2377.613Durbin-Watson stat2.197491Prob(F-statistic)0.000000Dependent Variable: CSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 11:06Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.SE0.5556810.011281
23、49.259170.0000C14.6064713.621151.0723380.2938D94-66.2242254.39562-1.2174550.2348R-squared0.989836Mean dependent var449.5546Adjusted R-squared0.989023S.D. dependent var509.5465S.E. of regression53.38516Akaike info criterion10.89390Sum squared resid71249.37Schwarz criterion11.03664Log likelihood-149.5
24、146Hannan-Quinn criter.10.93754F-statistic1217.373Durbin-Watson stat1.306956Prob(F-statistic)0.000000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（请对得到的图表进行处理，以上在一页内）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。数据见“广东省宏观经济数据-实验七”。1、单位根检验对以上模型的
25、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。数据见“广东省宏观经济数据-实验七”。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
