计量经济学案例分析报告

试验课题：各章节案列分析姓名：班级：学号：报告

日 期 ：名目其次章简洁线性回归模型案例1、问题引入居民消费在社会经济的持续进展中有着重要的作用定“城镇居民家庭平均每百户计算机拥有量〔台〕”为被解释变量年家庭总收入〔元〕”为解释变量。2、模型设定〔1〕对数据X和Y的统计结果的描述2-1：XY的描述统计结果〔2〕XY的散点图及分析图表2-2：各地区城镇居民每百户计算机拥有量与人均总收入的散点图分析：从散点图2-2的数量规律性，可以考虑建立如下简洁线性回归模型：3、估量参数2-3：回归结果可用标准的形式将参数估量和检验的结果写为4、模型检验经济意义检验 所估量的参数12873，说明城镇居民家庭人均总收入每增加1镇居民每百户计算机拥有量将增加873拟合优度和统计检验由拟合优度R2=可知，所建立的模型对样本数据的拟合度较高。对回归参数的显着性检验——t对β1建立以下假设条件：原假设H：β=0备择假设H：β≠00 1 1 1取α=，β1

听从t~〔29〕，P值检验的结果是<，所以应当拒绝原假设β0，承受备1择假设β≠0，说明β对被解释变量有显着性影响。1 1对β建立以下假设条件：2原假设H：β=0备择假设H：β≠00 2 1 2取α=，β2

听从t~〔29〕，P值检验的结果是<，所以应当拒绝原假设β0，承受备择2假设β≠0，说明解释变量城镇居民平均每人家庭总收入对被解释变量城镇居民平均每百户2计算机拥有量有显着影响。图表2-4：剩余项、实际值、拟合值图形第三章多元线性回归模型案例1、问题引入改革开放以来，中国经济增长快速，各级政府对教育的投入不断增加，2023年，各级政府的教育的支出到达国内生产总值的4%94%。为了争论影响中国地方财政教育支出差异的主要缘由的主要的因素有：由地区经济规模打算的地方整体财力；地区人口数量不同打算各地教育规模不同；人民对教育质量的需求对以政府教育投入为代表的公共财政的需求会有相当的影响。物价水平，影响地方财政对教育的支出。地方政府对教育投入的力气与意愿争论范围：202331个省市区的数据为样本。2、模型设定〔1〕地方财政教育支出及影响因素图表3-1：地方财政教育支出及影响因素数据图形的方向根本一样，相互间可能具有确定的相关性。探究将模型设定为线性回归模型形式：3、估量参数3-2：回归结果由上图中数据，模型估量的结果写为：Yi2416.490.0112X20.0395X30.1460X422.8162X5886.4100X6(935.8816) (0.0018) (0.0080)(0.0517)(9.0867)(470.3214)t(2.5820) (6.3167) (4.9643)(2.8267)(2.5109)(1.8422)R2R2 F 0.9732 R 0.9679 181.7539 314、模型检验〔1〕经济意义检验：在假定其它变量不变的状况下，地区生产总值(GDP)1亿元，平均说来地方财政教育支出将增长亿元；地区年末111个百分1%，平均说来地方财政教育支出会增长亿元。〔2〕统计检验R2很好。

_20.9732，修正的可决系数为R 0.9679，说明模型对样本的拟合F检验：给定显着性水平α=F分布表自由度为k-1=5n-k=25的临界值为,22.61，由于F=，应拒绝原假设，说明回归方程整体显着。 t检验：在显着性水平α=时从1 到5的t统计量对应的P值分别是，，，，，均小于，所以是显着地。6t统计量对应的P值为>,而<，说明在α=，时“教育支出在地方财政支出中的比重”对地方财政教育支出没有显着影响，而在α=时，有显着影响。第四章多重线性案例1、问题引入外汇收入年均增长%，与此同时，国内旅游业快速增长。为了规划中国将来国内旅游产业的进展，需要定量地分析影响中国国内旅游市场进展的主要因素。2、模型设定与相关根底设施有关。为此设定变量如下：被解释变量为：第t年全国国内旅游收入-Yt影响因素有：国内旅游人数X2城镇居民人均旅游支出X3农村居民人均旅游支出X4根底设施-铁路里程X5所以设定多元线性回归模型：3、参数估量4-1：OLS回归结果该模型R2=，拟合程度较好，F检验值，明显显着。但是在显着性水平=时，x2的系数不显着。而且x3,x5的符号与预期相反，这说明可能存在严峻的多重共线性。4-3：相关系数矩阵得出各个回归的可决系数和方差扩大因子：被解释变量X2X3X4X5

可决系数R2的值 方差扩大因子方差扩大因子大于10时，相应解释变量与其余解释变量间有共线性，由此可知X3。X5有严峻的共线性4、对多重共线性的处理图后补估量结果为：lnY

=++++t=P(t)=R2= F= P(F)=该模型可决系数较高，F对系数估量值的解释：在其他变量保持不变的状况下，假设旅游人数每增加1%，则国内旅游收入平均增加%；假设城镇居民旅游支出每增加1%，则国内旅游收入平均增加%；假设农村居民旅游支出每增加1%，则国内旅游收入平均增加%；假设铁路里程每增加1%，则1%。程都与国内旅游收入正相关。

第五章异方差性案例1、问题引入为了给制定医疗机构的规划供给依据，分析医疗机构与人口数量之间的关系。建立卫生医疗机构数与人口数之间的回归模型。以四川省2023年各地区医疗机构数与人口数。为试验争论范围。2、模型设定被解释变量：卫生医疗机构数-Y解释变量：人口数-X理论模型设定为：Y=b+bX+ui 1 2 i i3、参数估量估量结果为：Yi

=+Xi

5-1：回归结果t=R2= F=1万人，平均医疗机构将增加个，与实际状况不相符，所以该模型可能存在异方差。4、异方差检验〔1〕图形法让e2=resid^2,e2和X的散点图如下：5-2：散点图5-2可以看出，残差平方e2对解释变量x的散点图主要分布在图形中的下三角局部，大致看出残差平方e2随X的变动呈增大的趋势，因此，模型很可能存在异方差。但是否确实存在异方差还应通过更进一步的检验。〔2〕Goldfeld-Quanadt检验先将变量按递增性排序，样本容量为21，剔除中间5各样本，剩下的平分为两个子样本：1-814-21.1-8样本的OLS估量结果如下：5-31-8的回归结果14-21样本的OLS估量结果如下：5-414-21的回归结果F5-35-4F统计量为：F (6,6)4.28e2

735844.7

0.05F= 2ie21i

=144958.9=在=下，F6，查表得由于>，所以拒绝原假设，说明模型确实存在异方差。White检验5-5：White检验结果5-5可以看出，nR2=,在=下，查表得临界值20.05

(2)=,由于nR220.05

(2)=，所以拒绝原假设、不拒绝备择假设，说明模型存在异方差。5、异方差性的修正使用加权最小二乘〔WLS对异方差进展修正选1t=1X

2t=1X23t=1X1/2i i ii为权数。经检验觉察1X2的效果最好。得到如以以下图：i5-6：用权数2t的估量结果可以看出，运用加权最小二乘法消退了异方差后，参赛的t检验均显着，F检验也显着即估量结果为Y=+Xi it=R2= DW= F=人口数量每增加1存在某些缺乏，但这一估量比引子更接近真实状况。第六章自相关案例1、问题引入2023年中国农村人口占总人口的%5222元，仅为城镇居民人均消费15161的%，农村居民的收入与消费是一个值得争论的问题。2、模型设定争论中国农村居民收入－消费模型。影响因素较多，但由于各种限制因素，只引入居民Xt-居民收入1985—2023年农村居民人均收入和消费的数据为争论范围3、用OLS估量6-1回归结果所得估量结果为：t=R2= F= DW=该回归方程可决系数较高，回归系数均显着。对样本量为27、一个解释变量的模型、5%DW统计表可知，dL=，dU=DW<dL,明显该模型自相关。4、自相关其他检验残差图在图6-2中，残差的变动有规律性，连续为正和连续为负，说明残差项存在一阶正自相关。BG检验6-3可以看出LMTR2270.5324114.3751p值为，说明存在自相关。6-2：残差图6-3：BG检验结果5、消退自相关〔1〕承受广义差分法。得回归方程t

=0.7283e对原模型建立广义差分方程：YY =+ X X +t t1 1 2 t t1 t广义差分回归的结果为：由差分方程有

1

图表6-4：广义差分方程输出结果13.6640 50.290810.7283 ，所以最终得到中国农村居民消费模Yˆ 50.2908 0.7162 Xt t〔2〕科克伦－奥克特迭代法6-5可知，DW=可以推断，dU=，dU<DW<4-dU5%显着性水平下广义差分后模型中已无自相关。1均实际消费支出将增加元。图表6-5：科克伦-奥克特法估量结果第七章分布滞后模型与自回归模型案例11、问题引入1955-1974操作者的要求较高，承受阿尔蒙法连续估量。2、模型设定用阿尔蒙法进展估量。将系数用二次多项式近似：估量如下回归方程：3、参数估量7-2-1所示。表中Z0,Z1，Z2对应的系数分别为、、1 1 2

的估量值，将其代入阿尔蒙多项式，可计算得出

、、、0 1 2

的估量值。得到最终估量式为：7-2-1：回归结果图7-2-2：回归分析结果21、问题引入期到底有多长，还存在不同的生疏。下面采集19961月－202311月全国广义货币供给量和物价指数的月度数据对这一问题进展争论。2、模型设定解释变量：广义货币M2量-M2ZTBZS t

M2Z u0 t t被解释变量：居民消费价格月度同比指数-TBZS估量如下回归模型：3、回归分析7-3-1：回归结果从回归结果来看，M2Z的t变化影响物价的滞后性，我们做滞后6个月的分布滞后模型的估量。7-3-2所示。从回归结果来看，M2Z货币供给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t12个月的分布滞后模型的估量。回归结果如图7-3-3所示。7-3-2M2ZM2Z(11),M2Z(12)的回归系数显着，这说明，当期货币供给量变化对物价水平的影响在经过12个月〔即一年〕后明显地显现出来。7-3-2：回归结果7-3-3：回归结果为了考察货币供给量变化对物价水平影响的持续期，我们做滞后18个月的分布滞后模7-3-4.7-3-4：回归结果12个月开头t1516个月开头t值变得不显着；再从回归系数来看，从滞后11个月开头，货币供给量变化对物价水平的影13个月时到达最大，然后逐步下降。4、模型检验为Λ型。

第八章虚拟变量回归案例1、问题引入为了考察改革开放以来中国居民的储蓄存款与收入的关系是否已发生变化，以城乡居〔Y〕GNI2、模型设定为了争论1978—2023年期间城乡居民储蓄存款随收入的变化规律是否有变化,考证城乡居民储蓄存款、国民总收入随时间的变化状况，如以下图：图表8-1：城乡居民储蓄存款、国民总收入随时间的变化状况增量〔YY〕，并作时序图如下。从图可以看出，城乡居民的储蓄行为表现出了明显的1996年、2023年、2023年、20232023年有五个明显的转折点。8-2：居民储蓄增量图再从城乡居民储蓄存款增量与国民总收入之间关系的散布图看〔图〕，也呈现出了一样的阶段性特征。图表8-3：城乡居民储蓄存款增量与居民总收入之间关系的散布图1996年—2023199620232023、2023、2023年度的五个转折点作为依据，分别引入虚拟变量D1、D2、D3、D4、D5，这五个年度所对应的GNI分别为，，，和340320亿元。据此，我们设定了如下以加法和乘法两种方式同时引入虚拟变量的的模型：3、参数估量估量结果为：

数据出错后重补上。8-4：回归结果 YY 697.0894 0.1326GNI-0.1858(GNI-70142.5)D 0.2307