§单方程计量经济学模型综合练习.pptVIP

商学院 王中昭 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。 从模型中剔除Y（-1） 消费模型拟合结果 Yt=0.361312(It-0.312*It-1)+0.5994Yt-1-0.08969Yt-2, 比上面模型好！ 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 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？ 例题处理的1971-1994的样本。是什么时期？ 现实情况是又什么样了？1997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征——告别了短缺步入了“平衡”，但是从最近几年来看。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。这里只探索发电量与工农业生产的关系。 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)?+μt t=1971,1972,……,1994 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。 原始数据（P87）：文件名：Lzn87.wf1 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： 3、参数估计 （1）模型检验 经济检验：各个参数0，经济意义合理。 统计检验取α=0.05 ∵R2=0.995806,F= 1583.062(Prob=0α) 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, α=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。 （2）、序列相关检验：方法二——图形法存在正的序列相关 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。 第一次估计相关系数ρ有两种方法： （1）用原模型估计出来的d=D.W, ρ=1-d/2 (2) 用原模型估计出来的残差样本：resid=μ 用OLS估计残差模型（注意无常数项）： μt=ρμt-1+νt ……(*) 下面在已估计出（2.10.5)的基础上进行杜宾两步法。 先令残差et=resid,再估计(*),得ρ′=0.651352（用方法二） 用ρ′=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=X2^0.5-0.651352*X2(-1)^0.5 GENR DX3=X3^0.5-0.651352*X3(-1)^0.5 估计（2.10.7)得： 用ρ″=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=X2^0.5- 0