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

廣東財建大辱辜商孕忧HUASHANGCOLLEGEGUANGDONGUNIVERSITYOFFINANCE&ECONOMICS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:综合性口设计性口验证性专业班别：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、实验项目训练方案小组合作：是口否小组成员：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”。

DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15TimA:10:49SamplA(adjusted):1996M022008M11Includedobservations:154afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C101.36930.347947291.33520.0000M2Z0.2958730.0994442.9752620.0034R-squared0.055033Meandependentvar102.1383AdjustedR-squared0.048816S.D.dependentvar2.964169S.E.ofregression2.890915Akaikeinfocriterion4.973925Sumsquaredresid1270.323Schwarzcriterion5.013366Loglikelihood-380.9922Hannan-Quinncriter.4.989946F-statistic8.852184Durbin-Watsonstat0.144830Prob(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DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:52Sample(adjusted):1996M082008M11Includedobservations:148afteradjustmentsVariableCoefficientStdAErrort-StatisticProb.C99.226610.386141256.97020.0000M2Z0.0477670.0964260.4953700.6211M2Z(-1)0.1340200.0915651.4636680.1455M2Z(-2)0.1573680.0904571.7396960.0841M2Z(-3)0.1521170.0927761.6396200.1033M2Z(-4)0.1799260.0901571.9957000.0479M2Z(-5)0.1666960.0922531.8069390.0729M2Z(-6)0.1799740.0971701.8521580.0661R-squared0.305349Meandependentvar101.8561AdjustedR-squared0.270617S.D.dependentvar2.659733S.E.ofregression2.271517Akaikeinfocriterion4.531311Sumsquaredresid722.3706Schwarzcriterion4.693323

LoglikelihoodF-statisticProb(F-statistic)LoglikelihoodF-statisticProb(F-statistic)4.5971360.0959978.791439Durbin-Watsonstat0.000000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：DependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:53Sample(adjusted):1997M022008M11Includedobservations:142aftAradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C98.199750.313325313.41220.0000M2Z-0.0649220.086361-0.7517470.4536M2Z(-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)0.1526020.0824871.8500020.0666M2Z(-9)0.0854950.0822461.0395020.3005M2Z(-10)0.0782950.0814440.9613310.3382M2Z(-11)0.2047460.0948262.1591700.0327M2Z(-12)0.2889870.1007072.8695750.0048R-squared0.554030Meandependentvar101.6366AdjustedR-squared0.508737S.D.dependentvar2.482034S.E.ofregression1.739662Akaikeinfocriterion4.038645Sumsquaredresid387.3823Schwarzcriterion4.330065Loglikelihood-272.7438Hannan-Quinncriter.4.157066F-statistic12.23193Durbin-Watsonstat0.201551Prob(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，之后结构为人型。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+01*TBZS(-1)+02M2Z+u

dependentVariable:TBZSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:54Sample(adjusted):1997M082008M11Includedobservations:136afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C97.596530.286256340.94150.0000M2Z-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(-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)0.1721570.0961301.7908780.0759M2Z(-17)0.1094690.0968741.1300150.2608M2Z(-18)0.1148720.0920971.2472980.2148R-squared0.685178Meandependentvar101.5537AdjustedR-squared0.633612S.D.dependentvar2.494614S.E.ofregression1.509989Akaikeinfocriterion3.797135Sumsquaredresid264.4877Schwarzcriterion4.225466Loglikelihood-238.2052Hannan-Quinncriter.3.971198F-statistic13.28748Durbin-Watsonstat0.197989Prob(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”。DependentVariable:CXMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:10:59Sample(adjusted):19792005Includedobservations:27afteradjustmAntsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CX(-1)0.7478250.0850618.7916340.0000LB0.9840970.2173404.5279170.0002RK-0.6880020.237546-2.8962930.0081C3588.7051289.7822.7824120.0106R-squared0.998181Meandependentvar4446.959AdjustedR-squared0.997944S.D.dependentvar5613.364S.E.ofregression254.5348Akaikeinfocriterion14.05271Sumsquaredresid1490123.Schwarzcriterion14.24468Loglikelihood-185.7115Hannan-Quinncriter.14.10979F-statistic4207.399Durbin-Watsonstat1.017355Prob(F-statistic)0.000000CX(-1)不仅显著，LB、RK也显著，方程为CX=0.747825*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（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”。

ResidualActualFittedDependentVariable:CSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:11:05Sample:19782005IncludedobservationsA28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SE0.6211710.0A500641.394130.0000C20.527359.7832572.0982120.0462DD94-139.593527.13496-5.1444160.0000R-squared0.994770Meandependentvar449.5546AdjustedR-squared0.994352S.D.dependentvar509.5465S.E.ofregression38.29494Akaikeinfocriterion10.22947Sumsquaredresid36662.57Schwarzcriterion10.37221Loglikelihood-140.2126Hannan-Quinncriter.10.27311F-statistic2377.613Durbin-Watsonstat2.197491Prob(F-statistic)0.000000

ResidualActualFittedDependentVariable:CSMethod:LeastSquaresDate:06/25/15Time:11:06Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.SE0.5556810.01128149.259170.0000C14.6064713.621151.0723380.2938D94-66.2242254.39562-1.2174550.2348R-squared0.989836Meandependentvar449.5546AdjustedR-squared0.989023S.D.dependentvar509.5465S.E.ofregression53.38516Akaikeinfocriterion10.89390Sumsquaredresid71249.37Schwarzcriterion11.03664Loglikelihood-149.5146Hannan-Quinncriter.10.93754F-statistic1217.373Durbin-Watsonstat1.306956Prob(F-statistic)0.000000建立的财政收入CS的回归方程为：CS=0.556143052611*SE+11.8774094587

（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。）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