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

1、 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R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R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

2、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 adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-Statist

3、icProb.  C101.36930.347947291.33520.0000M2Z0.2958730.0994442.9752620.0034R-squared0.055033    Mean dependent var102.1383Adjusted R-squared0.048816    S.D. dependent var2.964169S.E. of regression2.890915    Akaike info criterion4.9

4、73925Sum squared resid1270.323    Schwarz criterion5.013366Log likelihood-380.9922    Hannan-Quinn criter.4.989946F-statistic8.852184    Durbin-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

5、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 TBZS C M2Z(-1)M2Z(-2) M2Z(-3) M2Z(-4) M2Z(-5) M2Z(-6)  结果见表Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:52Sample (adjusted): 1996M08 2008M11Included observations: 1

6、48 after adjustmentsVariableCoefficientStd Errort-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)0.166

7、6960.0922531.8069390.0729M2Z(-6)0.1799740.0971701.8521580.0661R-squared0.305349    Mean dependent var101.8561Adjusted R-squared0.270617    S.D. dependent var2.659733S.E. of regression2.271517    Akaike info criterion4.531311Sum squared resi

8、d722.3706    Schwarz criterion4.693323Log likelihood-327.3170    Hannan-Quinn criter.4.597136F-statistic8.791439    Durbin-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才能逐步显现。但各滞后期的系数的t统计量值不显著

9、，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-0.0649220.086

10、361-0.7517470.4536M2Z(-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)0.1526020.082487

11、1.8500020.0666M2Z(-9)0.0854950.0822461.0395020.3005M2Z(-10)0.0782950.0814440.9613310.3382M2Z(-11)0.2047460.0948262.1591700.0327M2Z(-12)0.2889870.1007072.8695750.0048R-squared0.554030    Mean dependent var101.6366Adjusted R-squared0.508737    S.D. dependent var

12、2.482034S.E. of regression1.739662    Akaike info criterion4.038645Sum squared resid387.3823    Schwarz criterion4.330065Log likelihood-272.7438    Hannan-Quinn criter.4.157066F-statistic12.23193    Durbin-Watson stat0.2

13、01551Prob(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+u ependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 10:54Sample

14、(adjusted): 1997M08 2008M11Included observations: 136 after adjustmentsVariableCoefficientStd. 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)0.0043090.0790560.05450

15、60.9566M2Z(-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)0.1645430.0870291.89066

16、90.0612M2Z(-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-squared0.685178 

17、0;  Mean dependent var101.5537Adjusted R-squared0.633612    S.D. dependent var2.494614S.E. of regression1.509989    Akaike info criterion3.797135Sum squared resid264.4877    Schwarz criterion4.225466Log likelihood-238.2052 &#

18、160;  Hannan-Quinn criter.3.971198F-statistic13.28748    Durbin-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

19、:59Sample (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-squared0.998181   &#

20、160;Mean dependent var4446.959Adjusted R-squared0.997944    S.D. dependent var5613.364S.E. of regression254.5348    Akaike info criterion14.05271Sum squared resid1490123.    Schwarz criterion14.24468Log likelihood-185.7115   

21、 Hannan-Quinn criter.14.10979F-statistic4207.399    Durbin-Watson stat1.017355Prob(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（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

22、。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-StatisticProb.  SE0.6211710.0500641.394130.0000C20.527359.7832572.0982120.0462DD94-139.593527.13496-5.1444160.0000R-squared0.9947

23、70    Mean dependent var449.5546Adjusted R-squared0.994352    S.D. dependent var509.5465S.E. of regression38.29494    Akaike info criterion10.22947Sum squared resid36662.57    Schwarz criterion10.37221Log likelihood-140.

24、2126    Hannan-Quinn criter.10.27311F-statistic2377.613    Durbin-Watson stat2.197491Prob(F-statistic)0.000000Dependent Variable: CSMethod: Least SquaresDate: 06/25/15 Time: 11:06Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-Statisti

25、cProb.  SE0.5556810.01128149.259170.0000C14.6064713.621151.0723380.2938D94-66.2242254.39562-1.2174550.2348R-squared0.989836    Mean dependent var449.5546Adjusted R-squared0.989023    S.D. dependent var509.5465S.E. of regression53.38516  

26、60; Akaike info criterion10.89390Sum squared resid71249.37    Schwarz criterion11.03664Log likelihood-149.5146    Hannan-Quinn criter.10.93754F-statistic1217.373    Durbin-Watson stat1.306956Prob(F-statistic)0.000000建立的财政收入CS的回归方程为：

27、60;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