計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)第三章課后習(xí)題詳解

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)專心-專注-專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)第三章習(xí)題3.12011年各地區(qū)的百戶擁有家用汽車量等數(shù)據(jù)地區(qū)百戶擁有家用汽車量Y/輛人均GDPX2/萬元城鎮(zhèn)人口比重X3/%交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X4（上年=100）北京37.71 8.05 86.20 95.92 天津20.62 8.34 80.50 103.57 河北23.32 3.39 45.60 99.03 山西18.60 3.13 49.68 98.96 內(nèi)蒙古19.62 5.79 56.62 99.11 遼寧11.15 5.07 64.05 100.12 吉

2、林11.24 3.84 53.40 97.15 黑龍江5.29 3.28 56.50 100.54 上海18.15 8.18 89.30 101.58 江蘇23.92 6.22 61.90 98.95 浙江33.85 5.92 62.30 96.69 安徽9.20 2.56 44.80 100.25 福建17.83 4.72 58.10 100.75 江西8.88 2.61 45.70 100.91 山東28.12 4.71 50.95 98.50 河南14.06 2.87 40.57 100.59 湖北9.69 3.41 51.83 101.15 湖南12.82 2.98 45.10 100

3、.02 廣東30.71 5.07 66.50 97.55 廣西17.24 2.52 41.80 102.28 海南15.82 2.88 50.50 102.06 重慶10.44 3.43 55.02 99.12 四川12.25 2.61 41.83 99.76 貴州10.48 1.64 34.96 100.71 云南23.32 1.92 36.80 96.25 西藏25.30 2.00 22.71 99.95 陜西12.22 3.34 47.30 101.59 甘肅7.33 1.96 37.15 100.54 青海6.08 2.94 46.22 100.46 寧夏12.40 3.29 49.8

4、2 100.99 新疆12.32 2.99 43.54 100.97 研究的目的和要求經(jīng)濟(jì)增長，公共服務(wù)、市場價(jià)格、交通狀況，社會(huì)環(huán)境、政策因素都會(huì)影響中國汽車擁有量。為了研究一些主要因素與家用汽車擁有量的數(shù)量關(guān)系，選擇“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”、“城鎮(zhèn)人口比重”、“交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”等變量來進(jìn)行研究和分析。為了研究影響2011年各地區(qū)的百戶擁有家用汽車量差異的主要原因，分析2011年各地區(qū)的百戶擁有家用汽車量增長的數(shù)量規(guī)律，預(yù)測各地區(qū)的百戶擁有家用汽車量的增長趨勢，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。模型設(shè)定為了探究影響2011年各地區(qū)的百戶擁有家用汽車量差異的主要原因，選擇百戶擁有家用汽車量為被解釋變量，

5、人均GDP、城鎮(zhèn)人口比重、交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為解釋變量。首先，建立工作文件、選擇數(shù)據(jù)類型“integer data”、“Start date”中輸入“1”，“End date”中輸入“31”,在EViews命令框直接鍵入“data Y X2 X3 X4”，在對(duì)應(yīng)的“Y X2 X3 X4”下輸入或粘貼相應(yīng)的數(shù)據(jù)。探索將模型設(shè)定為線性回歸模型形式：Ytt=1+2X2t+3X3t+4X4t+t估計(jì)參數(shù)在命令框中輸入“LS Y C X2 X3 X4”,回車即出現(xiàn)下面的回歸結(jié)果：根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Yt=246.8540+5.X2-0.X3-2.X4 (51.97500) (1.) (0.)

6、 (0.)t = (4.) (4.) (-2.) (-4.) R2 =0. R2=0. F=17.95108 n=31模型檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度：由上表中的數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可決系數(shù)為R2=0.，這說明模型對(duì)樣本的擬合一般。說明解釋變量“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”、“城鎮(zhèn)人口比重”、“交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量“百戶擁有家用汽車量”做了絕大部分的解釋。F檢驗(yàn)：針對(duì)H0: 2=3=4=0,給定顯著水平=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=27的臨界值F（3,27）=3.65，由上表可知F=17.95108F（3,27）=3.65,應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=3

7、=4=0，說明回歸方程顯著，即“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”、“城鎮(zhèn)人口比重”、“交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“百戶擁有家用汽車量”確實(shí)有顯著影響。t檢驗(yàn)：分別針對(duì)H0:1= 2=3=4=0，給定顯著水平=0.05查t分布表得自由度為n-k=31-4=27臨界值t0.052(n-k)= t0.052(27)=2.052, 與1、2、3、4 對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為4.、4.、 -2.、-4.，其絕對(duì)值均大于t0.052(n-k)= t0.052(27)=2.052，這說明在顯著性水平=0.05下，分別都應(yīng)當(dāng)拒絕H0:1= 2=3=4=0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“人均地區(qū)

8、生產(chǎn)總值”（X2）、“城鎮(zhèn)人口比重”（X3）、“交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)” （X4）分別對(duì)被解釋變量“百戶擁有家用汽車量”（Y）都有顯著的影響。p值判斷：與1、2、3、4 對(duì)應(yīng)的p值分別為：0.0001、0.0002、0.0069、0.0002，均，表明在小于0.05，表明在顯著水平=0.05的水平下，對(duì)應(yīng)解釋變量對(duì)被解釋變量影響顯著。檢驗(yàn)的依據(jù)：可決系數(shù)越大，說明擬合程度越好。F的值與臨界值比較，若大于臨界值，則否定原假設(shè)，回歸方程是顯著的；若小于臨界值，則接受原假設(shè)，回歸方程不顯著。t的值與臨界值比較，若大于臨界值，則否定原假設(shè)，系數(shù)都是顯著地；若小于臨界值，則接受原假設(shè)，系數(shù)不顯著。顯著水平

9、與p值比較，若大于p值，則可在顯著性水平下拒絕原假設(shè)，系數(shù)顯著；若小于p值，則接受原假設(shè)，系數(shù)不顯著。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，人均GDP每增加1萬元，平均說來百戶擁有家用汽車量將增加5.輛城鎮(zhèn)人口比重每增加1%，平均說來百戶擁有家用汽車量將減少0.輛交通工具消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1,平均說來百戶擁有家用汽車量將減少2.輛這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。模型改進(jìn)1. Ytt=1+2X2t+3X3t+4lnX4t+t Yt=1063.034+5.X2t-0.X3t-226.4239lnX4t+t可決系數(shù)R2 =0.0.擬合程度得到提高，所以也可以這樣改進(jìn)模型。2. Yt

10、t=1+2X2t+3lnX3t+4X4t+tYt=316.8668+5.X2t-22.82115lnX3t-2.X4t+t可決系數(shù)R2 =0.0.擬合程度得到提高，所以也可以這樣改進(jìn)模型。3. Ytt=1+2X2t+3lnX3t+4lnX4t+tYt=1148.758+5.X2t-22.81005lnX3t-230.8481lnX4t+t可決系數(shù)R2 =0.0.擬合程度得到提高，所以也可以這樣改進(jìn)模型。3.219942011年中國出口貨物總額等數(shù)據(jù)年份出口貨物總額Y/億元工業(yè)增加值X2/億元人民幣匯率X3（100美元）19941210.06 19480.71 861.87 19951487.8

11、0 24950.61 835.10 19961510.48 29447.61 831.42 19971827.92 32921.39 828.98 19981837.09 34018.43 827.91 19991949.31 35861.48 827.83 20002492.03 40033.59 827.84 20012660.98 43580.62 827.70 20023255.96 47431.31 827.70 20034382.28 54945.53 827.70 20045933.26 65210.03 827.68 20057619.53 77230.78 819.17 20

12、069689.78 91310.94 797.18 200712204.56 .88 760.40 200814306.93 .24 694.51 200912016.12 .95 683.10 201015777.54 .23 676.95 201118983.81 .15 645.88 研究的目的和要求工業(yè)增加值、人民幣匯率等都會(huì)影響出口貨物總額。為了研究一些主要因素與出口貨物總額的數(shù)量關(guān)系，選擇“工業(yè)增加值”、“人民幣匯率”等變量來進(jìn)行研究和分析。為了研究影響19942011年每年年出口貨物總額差異的主要原因，分析19942011年每年年出口貨物總額增長的數(shù)量規(guī)律，預(yù)測每年年出口貨物總額

13、的增長趨勢，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。模型設(shè)定為了探究影響19942011年每年年出口貨物總額差異的主要原因，選擇年出口貨物總額為被解釋變量，工業(yè)增加值、人民幣匯率為解釋變量。首先，建立工作文件、選擇數(shù)據(jù)類型“annual”、“Start date”中輸入“1994”，“End date”中輸入“2011”,在EViews命令框直接鍵入“data Y X2 X3”，在對(duì)應(yīng)的“Y X2 X3”下輸入或粘貼相應(yīng)的數(shù)據(jù)。探索將模型設(shè)定為線性回歸模型形式：Ytt=1+2X2t+3X3t+t建立出口貨物總額計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2t+3X3t+t估計(jì)參數(shù)對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2t+3X3t+

14、t在命令框中輸入“LS Y C X2 X3”,回車即出現(xiàn)下面的回歸結(jié)果：根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Yt=-18231.58+0.X2+18.85348X3 (8638.216) (0.) (9.) t = (-2.) (10.58454) (1.) R2 =0. R2=0. F=522.0976 n=18對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：lnYt=1+2ln X2t+3X3t+t在命令框中依次輸入“genr lny=log(y)” “genr lnx2=log(x2)”“LS lnY C lnX2 X3”,回車即出現(xiàn)下面的回歸結(jié)果：根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：lnYt=-10.81090+1.lnX2+

15、0.X3 (1.) (0.) (0.) t = (-6.) (17.19106) (2.) R2 =0. R2=0. F=542.8930 n=18模型檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2t+3X3t+t擬合優(yōu)度：由上表中的數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可決系數(shù)為R2=0.，這說明模型對(duì)樣本的擬合很好。說明解釋變量“工業(yè)增加值”、“人民幣匯率”聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”做了絕大部分的解釋。F檢驗(yàn)：針對(duì)H0: 2=3=0,給定顯著水平=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=2和n-k=15的臨界值F（2,15）=3.68，由上表可知F=522.0976 F（2,15）

16、=3.68,應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=3=0，說明回歸方程顯著，即“工業(yè)增加值”、“人民幣匯率”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“出口貨物總額”確實(shí)有顯著影響。t檢驗(yàn)：分別針對(duì)H0:1= 2=3=0，給定顯著水平=0.05查t分布表得自由度為n-k=18-3=15臨界值t0.052(n-k)= t0.052(15)=2.131, 與1、2、3、 對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為t = -2. 、10.58454、1.，其絕對(duì)值除了2大于t0.052(n-k)= t0.052(15)=2.131外，其他均小于2.131.這說明在顯著性水平=0.05下，分別都應(yīng)當(dāng)接受H0:1= 3=0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下

17、，“人民幣匯率”（X3）對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”（Y）沒有有顯著的影響。當(dāng)在給定顯著水平=0.05時(shí)，由于與2對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為10.58454，大于t0.052(n-k)= t0.052(15)=2.131，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=0，表明在給定顯著水平=0.05的顯著性水平下，“工業(yè)增加值”（X2）對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”（Y）有顯著的影響。但是當(dāng)給定顯著性水平=0.10時(shí)，查t分布表得自由度為n-k=18-3=15臨界值t0.102(n-k)= t0.102(15)=1.753，與3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為1.，大于t0.102(n-k)= t0.102(15)=1.753，表明在=0

18、.10的顯著性水平下，“人民幣匯率”（X3）對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”（Y）有顯著的影響。這樣的結(jié)論從上面的表中的P值也可以判斷，與2估計(jì)值對(duì)應(yīng)的P值為0.0000小于=0.05，表明在顯著性水平=0.05下，“工業(yè)增加值”（X2）對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”（Y）有顯著的影響。與3對(duì)應(yīng)的P值為0.0729小于=0.10，表明在=0.10的顯著性水平下，“人民幣匯率”（X3）對(duì)被解釋變量“出口貨物總額”（Y）有顯著的影響。對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：lnYt=1+2ln X2t+3X3t+t擬合優(yōu)度：由上表中的數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可決系數(shù)為R2=0.，這說明模型對(duì)樣本的擬合很好。說明解釋

19、變量“工業(yè)增加值的對(duì)數(shù)”、“人民幣匯率”聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量“出口貨物總額的對(duì)數(shù)”做了絕大部分的解釋。F檢驗(yàn)：針對(duì)H0: 2=3=0,給定顯著水平=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=2和n-k=15的臨界值F（2,15）=3.68，由上表可知F=542.8930 F（2,15）=3.68,應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=3=0，說明回歸方程顯著，即“工業(yè)增加值的對(duì)數(shù)”、“人民幣匯率”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“出口貨物總額的對(duì)數(shù)”確實(shí)有顯著影響。 t檢驗(yàn)：分別針對(duì)H0:1= 2=3=0，給定顯著水平=0.05查t分布表得自由度為n-k=18-3=15臨界值t0.052(n-k)= t0.052(15)

20、=2.131, 與1、2、3、 對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為t = -6.、17.19106、2.，其絕對(duì)值均大于t0.052(n-k)= t0.052(15)=2.131，這說明在顯著性水平=0.05下，分別都應(yīng)當(dāng)拒絕H0:1= 2=3=0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“工業(yè)增加值的對(duì)數(shù)”（lnX2）、“人民幣匯率”（X3）分別對(duì)被解釋變量“出口貨物總額的對(duì)數(shù)”（lnY）都有顯著的影響。2.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2t+3X3t+t（Yt=-18231.58+0.X2+18.85348X3）模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，工業(yè)增加值每增加1億元

21、，平均說來出口貨物總額將增加0.億元人民幣匯率每增加100美元，平均說來出口貨物總額將增加18.85348億元這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：lnYt=1+2ln X2t+3X3t+t（Yt=-10.81090+1.lnX2+0.X3 ）模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，工業(yè)增加值每增長1%億元，平均說來出口貨物總額增長速度將為1.%億元人民幣匯率每增加100美元，平均說來出口貨物總額增長速度將增加0.%億元這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。比較兩個(gè)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義有什么不同：兩者的主要不同之處在于，解釋變量與被解釋變量變成對(duì)數(shù)函數(shù)后，解釋的意義將由以前的幅度

22、變?yōu)樗俣取?.3家庭書刊消費(fèi)、家庭收入及戶主受教育年數(shù)數(shù)據(jù)家庭書刊年消費(fèi)支出Y/元家庭月平均收入X/元戶主受教育年數(shù)T/年4501027.28507.71045.29613.91225.812563.41312.29501.51316.47781.51442.415541.816419611.11768.8101222.11981.218793.21998.614660.8219610792.72105.412580.82147.48612.7215410890.82231.41411212611.8181094.23143.41612533624.620研究的目的和要求家庭月平均收入、戶主受

23、教育年數(shù)等都會(huì)影響家庭書刊年消費(fèi)支出。為了研究一些主要因素與家庭書刊年消費(fèi)支出的數(shù)量關(guān)系，選擇“家庭月平均收入”、“戶主受教育年數(shù)”等變量來進(jìn)行研究和分析。為了研究影響家庭書刊年消費(fèi)支出差異的主要原因，分析家庭書刊年消費(fèi)支出增長的數(shù)量規(guī)律，預(yù)測家庭書刊年消費(fèi)支出的增長趨勢，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。模型設(shè)定為了探究影響家庭書刊年消費(fèi)支出差異的主要原因，選擇家庭書刊年消費(fèi)支出為被解釋變量，“家庭月平均收入”、“戶主受教育年數(shù)”為解釋變量。首先，建立工作文件、選擇數(shù)據(jù)類型“integer data”、“Start date”中輸入“1”，“End date”中輸入“18”,在EViews命令框直接鍵入

24、“data Y X T”，在對(duì)應(yīng)的“Y X T”下輸入或粘貼相應(yīng)的數(shù)據(jù)。探索將模型設(shè)定為線性回歸模型形式：Yi=1+2Xi+3Ti+i估計(jì)參數(shù)在命令框中輸入“LS Y C X T”,回車即出現(xiàn)下面的回歸結(jié)果：根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Y=-50.01638+0.X+52.37031T(49.46026) (0.) (5.) t = (-1.) (2.) (10.06702) R2 =0. R2=0. F=146.2974 n=18模型檢驗(yàn)1.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度：由上表中的數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可決系數(shù)為R2=0.，這說明模型對(duì)樣本的擬合非常好。說明解釋變量“家庭月平均收入”、“戶

25、主受教育年數(shù)”聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量“家庭書刊年消費(fèi)支出”做了絕大部分的解釋。F檢驗(yàn)：針對(duì)H0: 2=3=0,給定顯著水平=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=2和n-k=15的臨界值F（2,15）=3.68，由上表可知F=146.2974F（2,15）=3.68,應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=3=0，說明回歸方程顯著，即“家庭月平均收入”、“戶主受教育年數(shù)”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“家庭書刊年消費(fèi)支出”確實(shí)有顯著影響。t檢驗(yàn): 分別針對(duì)H0:1= 2=3=0，給定顯著水平=0.05查t分布表得自由度為n-k=18-3=15臨界值t0.052(n-k)= t0.052(15)=2.131, 與1、2、

26、3、 對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為t = -1.、2.、10.06702，2、3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量其絕對(duì)值均大于t0.052(n-k)= t0.052(27)=2.052，這說明在顯著性水平=0.05下，分別都應(yīng)當(dāng)拒絕H0:1= 2=3=4=0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“家庭月平均收入”（X）、“戶主受教育年數(shù)”（T）分別對(duì)被解釋變量“家庭書刊年消費(fèi)支出”（Y）都有顯著的影響。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)和作用模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，家庭月平均收入每增加1萬元，平均說來家庭書刊年消費(fèi)支出將增加0.輛戶主受教育年數(shù)每增加1年，平均說來家庭書刊年消費(fèi)支出將增加52.37031輛這

27、與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。五、其他問題作家庭書刊消費(fèi)（Y）對(duì)戶主受教育年數(shù)（T）的一元回歸，獲得殘差E1；再做家庭月平均收入（X）對(duì)戶主受教育年數(shù)（T）的一元回歸，并獲得殘差E2。根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Y=-11.58171+63.01676T(58.02290) (4.) t = (-0.) (13.85416) R2 =0. R2=0. F=191.9377 n=18根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：X=444.5888+123.1516T(406.1786) (31.84150) t = (1.) (3.) R2 =0. R2=0. F=14.95867 n=18做殘差E1對(duì)E2的

28、無截距項(xiàng)的回歸：E1=2E2+vi,估計(jì)其參數(shù)對(duì)比所估計(jì)的2和2后，你對(duì)家庭書刊消費(fèi)（Y）對(duì)家庭月平均收入（X）和戶主受教育年數(shù)（T）的多元線性回歸的參數(shù)的性質(zhì)有什么認(rèn)識(shí)？3.6居民年底存款余額等數(shù)據(jù)年份年底存款余額Y/萬億元城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入X2/元農(nóng)村居民家庭人均純收入X3/元國民總收入X4/萬億元人均GDPX5/元居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)X6/%19942.15 3496.20 1221.00 4.81 4044.00 124.10 19952.97 4283.00 1577.70 5.98 5045.73 117.10 19963.85 4838.90 1926.10 7.01 58

29、45.89 108.30 19974.63 5160.30 2090.10 7.81 6420.18 102.80 19985.34 5425.10 2162.00 8.30 6796.03 99.20 19995.96 5854.00 2210.30 8.85 7158.50 98.60 20006.43 6280.00 2253.40 9.80 7857.68 100.40 20017.38 6859.60 2366.40 10.81 8621.71 100.70 20028.69 7702.80 2475.60 11.91 9398.05 99.20 200310.36 8472.20

30、2622.20 13.50 10541.97 101.20 200411.96 9421.60 2936.40 15.95 12335.58 103.90 200514.11 10493.00 3254.90 18.36 14185.36 101.80 200616.16 11759.50 3587.00 21.59 16499.70 101.50 200717.25 13785.80 4140.40 26.64 20169.46 104.80 200821.79 15780.80 4760.60 31.60 23707.71 105.90 200926.08 17174.70 5153.20

31、 34.03 25607.53 99.30 201030.33 19109.40 5919.00 39.98 30015.05 103.30 201134.36 21809.80 6977.30 47.21 35181.24 105.40 一、研究的目的和要求城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、國民總收入、人均GDP、居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)等都會(huì)影響年底存款余額。為了研究一些主要因素與年底存款余額的數(shù)量關(guān)系，選擇“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”、“農(nóng)村居民家庭人均純收入”、“國民總收入”、“人均GDP”、“居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)”等變量來進(jìn)行研究和分析。為了研究影響年底存款余額差異的主要

32、原因，分析年底存款余額增長的數(shù)量規(guī)律，預(yù)測居民年底存款余額增長趨勢，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。二、模型設(shè)定為了探究影響年底存款余額差異的主要原因，選擇“年底存款余額”為被解釋變量，“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”、“農(nóng)村居民家庭人均純收入”、“國民總收入”、“人均GDP”、“居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)”為解釋變量。首先，建立工作文件、選擇數(shù)據(jù)類型“annual”、“Start date”中輸入“1994”，“End date”中輸入“2011”,在EViews命令框直接鍵入“data Y X2 X3 X4 X5 X6”，在對(duì)應(yīng)的“Y X2 X3 X4 X5 X6”下輸入或粘貼相應(yīng)的數(shù)據(jù)。探索將模型設(shè)定為線性

33、回歸模型形式：Yt=1+2X2+3X3+4X4+5X5+6X6+t三、估計(jì)參數(shù)對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2+3X3+4X4+5X5+6X6+t由表格數(shù)據(jù)可知，預(yù)測X2，X3，X4，X5的符號(hào)為正，X6的符號(hào)為負(fù)。由OLS法估計(jì)參數(shù)，得到如下的回歸結(jié)果：與預(yù)期的不相符。根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Yt=-13.77732+0.X2+0.X3-3.X4 +0.X5+0.X6(15.73366) (0.) (0.) (3.) （0.）（0.）t = (-0.) (1.) (0.) (-1.) （0.）（0.）R2 =0. R2=0. F=465.3617 n=18對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+

34、5X5+6X6+t根據(jù)數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果寫為：Yt=4.+0.X5-0.X6 (3.) (2.20E-05) (0.) t = (1.) (46.79946) (-1.) R2 =0. R2=0. F=1164.567 n=18四、模型檢驗(yàn)1統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對(duì)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Yt=1+2X2+3X3+4X4+5X5+6X6+t擬合優(yōu)度: 由上表中的數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可決系數(shù)為R2=0.，這說明模型對(duì)樣本的擬合非常好。說明解釋變量“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”、“農(nóng)村居民家庭人均純收入”、“國民總收入”、“人均GDP”、“居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)”聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量“年底存款余額”做了絕大

35、部分的解釋。F檢驗(yàn)：針對(duì)H0: 2=3=4=5=6=0,給定顯著水平=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=5和n-k=12的臨界值F（5,12）=3.11，由上表可知F=775.9706F（5,12）=3.11,應(yīng)拒絕原假設(shè)H0: 2=3=4=5=6=0，說明回歸方程顯著，即“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”、“農(nóng)村居民家庭人均純收入”、“國民總收入”、“人均GDP”、“居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“年底存款余額”確實(shí)有顯著影響。t檢驗(yàn)：分別針對(duì)H0:1=2=3=4=5=6=0，給定顯著水平=0.05查t分布表得自由度為n-k=18-6=12臨界值t0.052(n-k)= t0.052(12)=2.179, 與1、2、3、4 、5、6對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-0.、1.、0.、-1.、0.、0.，其絕對(duì)值均小于t0.052(n-k)= t0.052(12)=2.179，這說明在顯著性水平=0.05下，分別都應(yīng)當(dāng)拒絕H0:1=2=3=4=5=6=0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”（X2）、“農(nóng)村居民家庭人均純收入”（X3）、“國民總收入”（X4）、“人均GDP”（X5）、“居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)”（X6）分別對(duì)被解釋變量“年底存款余額”（Y）都有顯著的影