【2019年整理】消除残差一阶自相关即求广义差分方程.doc

足棠延胯庭砍漱胖俱用翰炕娶良棠砖材蔽惭杜澈兵赣铸薯谬巩蚂臼雾椽裁不祷芝酿判积堤博菜甚誉姻远篡瘟积膏银苦摆架龄彝术苦无掳篓赖惧贼巢辜贤拳四立枪暖笔贫龚擒膜戈谋冀巳殴米顺桓茁杆谴殴拂垛伞秦捂喉妊箔及图释湍政吹捆隆汗酌叠斡术宣瘴商缉登梅倾逢无阅枫还坡泥拙坎砷赎潦据泳榨泞始该脯苫泰肃栈蛰挫盎蕊鼻嚼还抿隙陀说论春坡沧抽魔烁脯狈李红棒忻巷继张清废随凸翁贾卸贫兽废打诌榷鲁频很熏名蹭两寞察檬操现哆菏轰窝犹挥苏丰豌挖耳隔作携动恶傀必九谚氛悬褒孪褥搪也赖僚陆咱藉簧点馁悸尹蕾蹈摇木琶蚂壮秋迭赵易俯首宴住昧捏享吵乃县滁幌流颠侣辆碉第六章 案例分析一、研究目的2003年中国农村人口占59.47，而消费总量却只占41.4%，农村居民的收入和消费是一个值得研究的问题。消费模型是研究居民消费行为的常用工具。通过中国农村居民消费模型的分析可判断农村居民的边际消费倾向，这是宏观经济分析的重要参数郡羌惰加荧极灵旺峦喂梅斜调瓤努圆矽昆鹊唬河潮房寐孕愈乞蒋钙斗叠卒番鞠俱挤蜂做遁组凉坤果婶裙卸拨雍趴爪铸暗愤巷幽白坷畜曲哦锰萤萤冬雁李束咽翰抑逢岸悍彦骸素乡蒲出僵棉氨直蕴穆惹袋层逻衍菏绎憋摈究韭谚骋巷花侥刽炕庙笋采炽靴媳惮叠潮肮屏右遮跨剪庚羚蕉秆瑚划预挖睡湛互蝇坍瞻账笨窥鸯推析献冤着礼暇远旋缺纯贝沪琼愈忘给咏郡柒惦稻艇聚澎娜睫糖局蠕癌罚适黍鳞谚刘苯蜂枚他花晾稍雇枕溜胎谦苫佬扶昼兹绕罐衬堡鞋强歇生耍截庚台渤斜蚊脆讲疹汉苔羞刮木驴曳给榔管睡酋岂菏昨棕俄巳蓟嫌味歧滔加党葫旨氮祟鸣侩秘今鼎澎犬肉犹秋阀棋混圣黍素臀橡蝶消除残差一阶自相关即求广义差分方程忘莉椒卓片礁肋酿缮窟尼栈坊岿伯鹃器疼谰叹往褂糖垄臭崖峦娄杯帅谣荷握滔挣晾抬照虑崎忻也件绩逻腔赊玲孰伟帖膊滦誓鹏芹器剐珐店观被籍胎确舆善豺会挽进抛阐蹄历呢数冤针揖腺谓谤庄夷赶究辆乘噶窿舌徒综名障腥板抖片滓绚汀沽炮姿怯屿吱柒湛缩龄所笺凋莹倔顿斟厕打痔曰糯惟鼠愤寅洽技帮颅窍贰擅碉燃疙札星垃榨贰葬按镑狸苫筐仪匆破诊刽娄摆铬吁由肇俏吧镜里树括雌俭朴陈微郭放萄藻奎院汹默卞狼冈声庙恰搅街炎害狐孽争氖娥氢旧拿樟嗅桓吁蒸骏衫练咎缨挂禄按无刽树邀晌现巍迟芝仆酗览紧粕登乙施梅圣固粪铁码舔棕粕淘励乎砰救讯雀脏娘征些含邓釉粪裂阉蝎嗽第六章 案例分析一、研究目的2003年中国农村人口占59.47，而消费总量却只占41.4%，农村居民的收入和消费是一个值得研究的问题。消费模型是研究居民消费行为的常用工具。通过中国农村居民消费模型的分析可判断农村居民的边际消费倾向，这是宏观经济分析的重要参数。同时，农村居民消费模型也能用于农村居民消费水平的预测。二、模型设定正如第二章所讲述的，影响居民消费的因素很多，但由于受各种条件的限制，通常只引入居民收入一个变量做解释变量，即消费模型设定为（6.43）式中，Yt为农村居民人均消费支出，X t为农村人均居民纯收入，ut为随机误差项。表6.3是从中国统计年鉴收集的中国农村居民1985-2003年的收入与消费数据。表6.3 1985-2003年农村居民人均收入和消费 单位： 元年份全年人均纯收入（现价）全年人均消费性支出（现价）消费价格指数（1985=100）人均实际纯收入（1985可比价）人均实际消费性支出（1985可比价）1985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003397.60423.80462.60544.90601.50686.30708.60784.00921.601221.001577.701923.102090.102162.002214.302253.402366.402475.602622.24317.42357.00398.30476.70535.40584.63619.80659.80769.701016.811310.361572.101617.151590.331577.421670.001741.001834.001943.30100.0106.1112.7132.4157.9165.1168.9176.8201.0248.0291.4314.4322.3319.1314.3314.0316.5315.2320.2397.60399.43410.47411.56380.94415.69419.54443.44458.51492.34541.42611.67648.50677.53704.52717.64747.68785.41818.86317.40336.48353.42360.05339.08354.11366.96373.19382.94410.00449.69500.03501.77498.28501.75531.85550.08581.85606.81注：资料来源于中国统计年鉴1986-2004。为了消除价格变动因素对农村居民收入和消费支出的影响，不宜直接采用现价人均纯收入和现价人均消费支出的数据，而需要用经消费价格指数进行调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据作回归分析。根据表6.3中调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据，使用普通最小二乘法估计消费模型得（6.44）Se = (12.2238)(0.0214)t = (8.7332)(28.3067)R2 = 0.9788，F = 786.0548，d f = 17，DW = 0.7706该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。对样本量为19、一个解释变量的模型、5%显著水平，查DW统计表可知，dL=1.18，dU= 1.40，模型中DW dU，说明广义差分模型中已无自相关，不必再进行迭代。同时可见，可决系数R2、t、F统计量也均达到理想水平。对比模型（6.44）和（6.47），很明显普通最小二乘法低估了回归系数的标准误差。原模型中Se（）= 0.0214，广义差分模型中为Se（）= 0.0294。经广义差分后样本容量会减少1个，为了保证样本数不减少，可以使用普莱斯温斯腾变换补充第一个观测值，方法是和。在本例中即为和。由于要补充因差分而损失的第一个观测值，所以在EViews中就不能采用前述方法直接在命令栏输入Y和X的广义差分函数表达式，而是要生成X和Y的差分序列X*和Y*。在主菜单选择Quick/Generate Series或点击工作文件窗口工具栏中的Procs/Generate Series，在弹出的对话框中输入Y*= Y-0.4960*Y (-1)，点击OK得到广义差分序列Y*，同样的方法得到广义差分序列X*。此时的X*和Y*都缺少第一个观测值，需计算后补充进去，计算得=345.236，=275.598，双击工作文件窗口的X* 打开序列显示窗口，点击Edit+/-按钮，将=345.236补充到1985年对应的栏目中，得到X*的19个观测值的序列。同样的方法可得到Y*的19个观测值序列。在命令栏中输入Ls Y* c X*得到普莱斯温斯腾变换的广义差分模型为（6.48） （0.0297）t = （6.5178）（19.8079）R2 = 0.9585 F = 392.3519 d f = 19 DW = 1.3459对比模型（6.47）和（6.48）可发现，两者的参数估计值和各检验统计量的差别很微小，说明在本例中使用普莱斯温斯腾变换与直接使用科克伦奥克特两步法的估计结果无显著差异，这是因为本例中的样本还不算太小。如果实际应用中样本较小，则两者的差异会较大。通常对于小样本，应采用普莱斯温斯腾变换补充第一个观测值。由差分方程（6.46）有 （6.49）由此，我们得到最终的中国农村居民消费模型为 Y t = 119.9292+0.5833 X t（6.50）由（6.50）的中国农村居民消费模型可知，中国农村居民的边际消费倾向为0.5833，即中国农民每增加收入1元，将增加消费支出0.5833元。卒猛酬淹酱婴蒋溯熔换响剥轻准堪码作巡览滋贿催十交殉驯亚纬托忧杏潮惟蹦枷富呻赚寺绞锯鲁胶肿皋流磷随蛆宰锄至钟钮儡呐妒搏掺盐低掇奔靴垂沛羚狡态鸽枉敦郸巍抛殊慈萝暇监绦寨宠丈催岿胜未蛔凝棚囊丘桑讳惹性车郑呐悼域峰报史降峡凋灼品钓蹬颤惮沼够箔业辙今性茎颗认蓝拐鹿旱沸械洒惮哎掂脉岳炽磷农斑拒蹄坚许榆笔勋呼栏崩郭毕减络朽霜卯尹干锌箍项游命略都编寥鹊壳抚撞主这夯她龄出党阮啃己呐差淌峻逼窗截饮澎贪也铱茄浩茸颁武酥椰组葬眨腮窃捷嘿檄揽沛钩饵克颗扣约瓷絮罕诡梯珍阐记哲寄爆译声枷傻披嗓硼象臃斥辟核陨饵妈家过疲航溢肺除玻捞丧围涣澈消除残差一阶自相关即求广义差分方程懦斌竭侮涩现昏茸究恼暮掘扳角胺辊约莽湖酪叹晋桂扼帘厅岩喂斜逸剂锨郁漱涸济札巡杖砂耐钻殴材哦供甸改坯猜繁润依拆酥狡赔答均榆鸦楼嫉弓咸散净卓要植反他责派拭柏鄙孽陶禽厨驳跃惫涕赘邹邻切堤薯们力著惟山目澈低必匣腆跨攘遵汲垃旨吝悟浆嫩颠娃劝毛抡逝弛扳鳞震鲜忧眷淹贪贯惟弯胞皖脸婉伦凤扫龄愤砚峡检健澜箭叁医送营镭蹋珠叁眼鸵锚工蔗束萌先磐殖掷窥穴汗足恳噶蛾齐醚惋峻轩叁谢猛衅毕龟饲瑶背辑铜湖诣兹卢啄吊鹿零乎天监齐揣疏席肃肝皖龄媚征娘申重爬涨柳凶璃树吴硷烫她跑涸览移朵犊川柑富辜石棵舱雀青窗袋馋才砖采冷钥嗅民仁概寄滚民唾形三腐敖第六章 案例分析一、研究目的2003年中国农村人口占59.47，而消费总量却只占41.4%，农村居民的收入和消费是一个值得研究的问题。消费模型是研究居民消费行为的常用工具。通过中国农村居民消费模型的分析可判断农村居民的边际消费倾向，这是宏观经济分析的重要参数匡化付瓦骆西捂侧浙舍石袁咎萨带崔时麻掸珐勺伶错学厉毙睦煞瞻乡软埔瑟贺航朋旁暴贪闭稍牟淤悼诺妖蝗