計量經(jīng)濟學課后作業(yè)和題解

...wd......wd......wd...統(tǒng)計學2班第六次作業(yè)=1\*GB2⑴=1\*GB3①模型一：t〔-6.619723〕〔67.05920〕F=4496.936DW=1.366654美國個人消費支出受個人可支配收入影響，通過回歸可知，個人可支配收入PDI每增加一個單位，個人消費支出平均增加1.008106個單位。=2\*GB3②模型二：T〔-5.120436〕〔6.970817〕〔0.257997〕F=2017.064DW=1.570195美國個人消費支出PCE不僅受當期個人可支配收入PDI影響，還受滯后一期個人消費支出PCEt-1自身影響。=2\*GB2⑵從模型一得MPC=1.008106從模型二可得短期MPC=0.982382.從庫伊特模型可得的系數(shù)即因為，長期MPC即長期乘數(shù)為：，根據(jù)庫伊特模型，。當s→時，所以長期MPC=2、Y：固定資產(chǎn)投資X：銷售額=1\*GB2⑴設定模型為：，為被解釋變量的預期最正確值運用局部調整假定，模型轉換為：其中：T〔-3.193613〕〔6.433031〕〔2.365315〕F=690.0561DW=1.518595，，局部調整模型估計結果為：經(jīng)濟意義：該地區(qū)銷售額每增加1億元，未來預期最正確新增固定資產(chǎn)投資為0.846億元采用德賓h檢驗如下在顯著性水平下，查標準正態(tài)分布表得臨界值,因此拒絕原假設，因此承受原假設，說明自回歸模型不存在一階自相關。=2\*GB2⑵設定模型：，對模型做對數(shù)變換：運用局部調整假定，模型轉換為：其中：T〔-5.854366〕〔8.131039〕〔2.961684〕F=1425.219DW=1.479333故局部調整模型估計結果為：，也即經(jīng)濟意義：該地區(qū)銷售額每增加1%，未來預期最正確新增固定資產(chǎn)投資1.2224%。采用德賓h檢驗如下在顯著性水平下，查標準正態(tài)分布表得臨界值,因此拒絕原假設，因此承受原假設，說明自回歸模型不存在一階自相關。=3\*GB2⑶設定模型：。為預期最正確值采用自適應假定模型變?yōu)椋浩渲校篢〔-3.193613〕〔6.433031〕〔2.365315〕F=690.0561DW=1.518595，，局部調整模型估計結果為：經(jīng)濟意義：該地區(qū)銷售額每增加1億元，未來預期最正確新增固定資產(chǎn)投資為0.846億元采用德賓h檢驗如下在顯著性水平下，查標準正態(tài)分布表得臨界值,因此拒絕原假設，因此承受原假設，說明自回歸模型不存在一階自相關。3、阿爾多蒙多項式變換4、Y：新增固定資產(chǎn)X：全省工業(yè)總產(chǎn)值=1\*GB2⑴設定模型為：運用局部調整假定，模型轉換為：其中：T〔1.625055〕〔4.123961〕〔0.080389〕F=21.12228DW=1.901308可以看出，全省工業(yè)總產(chǎn)值X的回歸系數(shù)顯著，而新增固定資產(chǎn)滯后一期Yt-1的回歸系數(shù)不顯著。較小，模型上總體對樣本數(shù)據(jù)擬合較差。，，所以最終方程為：經(jīng)濟意義：全省工業(yè)總產(chǎn)值每方案增加1〔億元〕，那么未來預期最正確新增固定資產(chǎn)量為0.1037億元。=2\*GB2⑵設定模型：。采用自適應假定模型變?yōu)椋浩渲校篢〔1.625055〕〔4.123961〕〔0.080389〕F=21.12228DW=1.901308可以看出，全省工業(yè)總產(chǎn)值X的回歸系數(shù)顯著，而新增固定資產(chǎn)滯后一期Yt-1的回歸系數(shù)不顯著。較小，模型上總體對樣本數(shù)據(jù)擬合較差。，，所以最終方程為：經(jīng)濟意義：全省工業(yè)總產(chǎn)值每預期增加增加1〔億元〕，當期新增固定資產(chǎn)量為0.1037〔億元〕。=3\*GB2⑶局部調整模型和自適應模型的區(qū)別在于：局部調整模型是對因變量的局部調整而得到的；解釋變量的現(xiàn)值影響著被解釋變量的預期值。自適應模型是由自變量的自適應過程而得到的。預期的解釋變量的變化影響被解釋變量現(xiàn)值。由回歸結果可見，新增固定資產(chǎn)滯后一期Yt-1的回歸系數(shù)并不顯著，說明兩個模型的設定都不合理。5、Y：年末貨幣流通量X1：社會商品零售額X2:城鄉(xiāng)居民儲蓄余額〔單位：億元〕=1\*GB2⑴模型：為長期貨幣流通量運用局部調整假定，模型轉換為：其中：T〔1.518442〕〔1.197940〕〔3.035736〕〔2.164699〕F=275.6267DW=2.109534，，故局部調整模型估計結果為：經(jīng)濟意義：在其他條件不變的情況下，該地區(qū)社會商品零售額每增加1億元，預期年末貨幣流通量增加0.07979億元。同樣，在其他條件不變的情況下，該地區(qū)城鄉(xiāng)居民儲蓄余額每增加1億元，那么預期年末貨幣流通量增加0.46213億元。=2\*GB2⑵模型，先對模型做對數(shù)變化：運用局部調整假定，模型轉換為：其中T〔0.384014〕〔0.806984〕〔1.163031〕〔4.864049〕F=291.3458DW=1.914829，，故局部調整模型估計結果為：經(jīng)濟意義：在其他條件不變的情況下，該地區(qū)社會商品零售額每增加1%，預期年末貨幣流通量增加0.44104%。同樣，在其他條件不變的情況下，該地區(qū)城鄉(xiāng)居民儲蓄余額每增加1%，那么預期年末貨幣流通量增加0.38452%。即年末貨幣流通量對社會商品零售額的長期彈性為：0.44104；貨幣需求對城鄉(xiāng)居民儲蓄余額的長期彈性為0.38452。8、Y:消費總額X：貨幣收入總額=1\*GB2⑴假設消費同收入的模型為：作回歸如下：T〔3.494733〕〔35.36542〕F=1250.713DW=1.280986從回歸結果來看，t檢驗值，F(xiàn)檢驗值均顯著，也較高。對樣本量為30，一個解釋變量的模型，5%的顯著性水平下，查DW統(tǒng)計表可知，，模型中DW<，顯然模型中存在自相關。=2\*GB2⑵消費總額不僅受當期貨幣收入總額影響，還受往期貨幣收入總額影響。采用庫伊克模型：T〔-1.652105〕