§2.10单方程计量经济学模型综合练习2.ppt

差分模型无显著改善，而且d(Y（-1）)系数不显著，故不使用差分 模型来消除共线性。采用去掉变量办法。 Date1商学院 王中昭 从模型中剔除Y（-1） Date2商学院 王中昭 消费模型拟合结果 思考：为了不剔 除解释变量，可 采用广义差分法 （或去掉常数） 来处理多重共线 性（见下页）。 Date3商学院 王中昭 Yt=0.361312(It-0.312*It-1)+0.5994Yt-1-0.08969Yt-2, 比上 面模型好！ 返回 Date4商学院 王中昭 三、发电量与工农业总产值关系模型 1、理论模型设计：变量选择和模型关系的确定。 2、样本数据的收集 3、参数估计及模型检验 （1）检验序列相关性和用杜宾两步法来消除序列相关 。 （2）异方差检验 （3）多重共线性检验 4、最终模型及模拟结果 Date5商学院 王中昭 1、理论模型设计 研究目的：发电量与居民生活及工农业生产之间的定研究目的：发电量与居民生活及工农业生产之间的定 量关系，考察能源是否是制约经济发展的瓶颈。当前量关系，考察能源是否是制约经济发展的瓶颈。当前 我国电力是什么情况？我国电力是什么情况？ 例题处理的例题处理的1971-19941971-1994的样本。是什么时期？的样本。是什么时期？ 现实情况是又什么样了？现实情况是又什么样了？19971997年以后，我国已初步确年以后，我国已初步确 立了社会主义市场经济体制，市场经济运行的显著特立了社会主义市场经济体制，市场经济运行的显著特 征征告别了短缺步入了告别了短缺步入了“ “平衡平衡” ”，但是从最近几年来，但是从最近几年来 看。电力仍然是制约经济发展的瓶颈。看。电力仍然是制约经济发展的瓶颈。 初步探索结果：发电量与居民用电关系不显著。这里初步探索结果：发电量与居民用电关系不显著。这里 只探索发电量与工农业生产的关系。只探索发电量与工农业生产的关系。 Date6商学院 王中昭 变量选择与模型关系式的确定 因为涉及价值量指标，由于物价因素的影响，没有 可比性，必须采用口径一致的物价指数进行调整。 下面入选的变量是按当年价统计的。 发电量Y与农业总产值Z1线性关系。 Y与轻工业总产值Z2成二次关系：Y(Z2) Y与重工业总产值Z3成二次关系：Y(Z3) Yt=b0+b1Z1t+b2(Z2t)+b3(Z3t)+t t=1971,1972,1994 怎么确定出来的？ Date7商学院 王中昭 2、样本数据的收集 Z2、Z3资料来源：中国工业年鉴 Z1资料来源：中国农业年鉴 用农副产品收购价格总指数P1来调整Z1,用农村 工业品零售价格总指数P2来调整Z2、Z3，资料 来源：中国物价统计年鉴，（现在这些价格 指数有何变化？） 显然，物价总指数的口径并不理想. Y单位：亿千瓦小时 Z1、Z2、Z3当年价，单位：亿元 P1和P2两个物价总指数，1950=100。 Date8商学院 王中昭 原始数据（ P87）：文 件名： Lzn87.wf1 Date9商学院 王中昭 数据资料处理 X1=Z1/P1 X2=Z2/P2 X3=Z3/P2 这三个总产值经物价 总指数调整后，成为 可比，均调整到基期 1950的价。调整后的 数据如右图,其关系仍 然线性关系为： Yt=b0+b1X1t+b2(X2t) +b3(X3t)+t Date10商学院 王中昭 3、参数估计 经济意义合理，整体线性关系显著, 但经查DW表，00，经济意义合理。 统计检验取=0.05 R2=0.995806,F= 1583.062(Prob=0) 所以方程的R2, F检验通过。 t检验：X1、(X2)1/2、(X3)1/2的Prob分别为： 0.0274、0.0004、0.1634 X1、(X2)1/2 的t检验通过， (X3)1/2的t检验不通过。 计量经济学检验: (1)、序列相关检验，方法一： D.W= 0.690459，n=24,k=4, =0.05,查表得 dl=1.1,dU=1.66. 所以 0DW=0.69dL=1.10，存在序列相关，必须 修正模型的序列相关。 Date12商学院 王中昭 （2）、序列相关检验：方法二图形法 存在正的序列相关 Date13商学院 王中昭 用杜宾两步法来消除序列相关 估计原模型，得残差项估计自相关系数的第一次估计。将 代入广义差分模型（2.10.7）右端方括号中各变量的样本值(Y 值不用求），并估计（2.10.7)模型(并非估计(2.10.6)。 则Yt-1的系数即为第二次估计值，将第二次估计值代入 （2.10.6）的两端作广义差分生成样本值（包括Y值）。最后 估计(2.10.6) （注意并非估计(2.10.7)式)得到修正了序列相关 性的模型。 Date14商学院 王中昭 第一次估计相关系数有两种方法： （1）用原模型估计出来的d=D.W, =1-d/2 (2) 用原模型估计出来的残差样本：resid= 用OLS估计残差模型（注意无常数项）： t=t-1+t (*) 下面在已估计出（2.10.5)的基础上进行杜宾两步 法。 Date15商学院 王中昭 先令残差et=resid,再估计(*),得=0.651352（用 方法二） Date16商学院 王中昭 用=0.651352代入（2.10.7)求出各个广义差分变量的样 本值, Y值不用。 GENR DX1=X1-0.651352*X1(-1) GENR DX2=X20.5-0.651352*X2(-1)0.5 GENR DX3=X30.5-0.651352*X3(-1)0.5 估计（2.10.7)得： Date17商学院 王中昭 =0.960183 Date18商学院 王中昭 用=0.960183对（2.10.6)再作广义差分算出各变 量（包括Y）的样本值： GENR Dy=Y-0.960183*Y(-1) GENR DX1=X1-0.960183*X1(-1) GENR DX2=X20.5- 0.960183 *X2(-1)0.5 GENR DX3=X30.5- 0.960183 *X3(-1)0.5 估计（2.10.6)得：（注意不是估计（2.10.7)式） Date19商学院 王中昭 估计（2.10.6)得： Date20商学院 王中昭 因为常数项不显著，去掉常数项，再回归得（值 仍然取为0.960183=）： Date21商学院 王中昭 （3）异方差检验Gleiser法 广义差分 后，已经 不存在异 方差 先求出最终模型(详见后面）的误差项et=Yt-Yt，再作估计： 或作et与Yt. Date22商学院 王中昭 （4）多重共线性检验 因为已经对模型进行了广义差分，差分可以消 除或修正多重共线性，所以，不再进行多重共 线性检验。 （同学们可计算其VIF值） 。 Date23商学院 王中昭 4、最终模型及模拟结果 （1）发电量需求模型是由基本估计和修正项 两项合成的。 （2）最终方程为方程（3） （3）模拟预测结果 Date24商学院 王中昭 （1）、发电量需求模型是由基本估计和修正项 两项合成的 基本部分 修正部分 Date25商学院 王中昭 （2）、最终方程为方程（3） 误差修正项： 无常数项 Yt为原始数据 Date26商学院 王中昭 （3）模型的模拟（拟合值）结果的计算过程 用GENR求出： YY=0.800168*X1+35.85275*sqr(X2)+32.16524*sqr(X3) 然后再求： ee=Y-yy (相当于 ） 再求： YT=YY+0.960183*ee(-1) 最终误差为：et=y-yt。 M 思考：如何 求预测值？ Date27商学院 王中昭 YtYt(Yt-Yt)/Yt 1972 1524.000 1506.888 0.011229 1973 1668.000 1709.961-0.025156 1974 1688.000 1730.877-0.025401 1975 1958.000 1915.852 0.021526 1976 2031.000 2026.925 0.002007 1977 2234.000 2246.225-0.005472 1978 2566.000 2489.581 0.029781 1979 2820.000 2749.917 0.024852 1980 3006.000 3036.867-0.010269 1981 3093.000 3145.609-0.017009 1982 3277.000 3287.482-0.003199 1983 3514.000 3514.602-0.000171 1984 3770.000 3875.481-0.027979 1985 4107.000 4262.755-0.037924 1986 4495.000 4422.507 0.016127 1987 4973.000 4949.195 0.004787 1988 5452.000 5370.257 0.014993 1989 5848.000 5496.969 0.060026 1990