【正文】 aph/scatter，可得散點(diǎn)圖。（二）GoldfeldQuanadt檢驗(yàn)EViews軟件操作。（2）構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。根據(jù)GoldfeldQuanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為 （）（4）判斷。，由White檢驗(yàn)知，在下，查分布表,得臨界值（在（）式中只有兩項(xiàng)含有解釋變量，故自由度為2），比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)椋荆跃芙^原假設(shè)，不拒絕備擇假設(shè)，表明模型存在異方差。 （）括號(hào)中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量值。盡管經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法具有一些優(yōu)點(diǎn)，但是設(shè)置權(quán)數(shù)的主觀隨意性較大，要求分析者對(duì)實(shí)際問(wèn)題的特征有比較透徹的了解。將它們代入分布滯后系數(shù)的阿爾蒙多項(xiàng)式中，可計(jì)算出的估計(jì)值為：從而，分布滯后模型的最終估計(jì)式為：在實(shí)際應(yīng)用中，Eviews提供了多項(xiàng)式分布滯后指令“PDL”用于估計(jì)分布滯后模型。因此，輸出結(jié)果中PDL0PDL0PDL03對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)不是阿爾蒙多項(xiàng)式系數(shù)的估計(jì)。有研究表明，西方國(guó)家的通貨膨脹時(shí)滯大約為2—3個(gè)季度。為了考察貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響，我們用廣義貨幣M2的月增長(zhǎng)量M2Z作為解釋變量，以居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù)TBZS為被解釋變量進(jìn)行研究。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 17:09Sample(adjusted): 1996:08 2005:05Included observations: 106 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CM2ZM2Z(1)M2Z(2)M2Z(3)M2Z(4)案例分析7改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入快速增長(zhǎng)，同時(shí)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄存款也迅速增長(zhǎng)。 國(guó)民總收入與居民儲(chǔ)蓄存款 單位：億元年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額（Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額 （Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）1978 NA1991 1979 1992 1980 1993 1981 1994 1982 1995 1983 1996 1984 1997 1985 1998 1986 1999 1987 2000 1988 2001 1989 2002 1990 2003 數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社。再?gòu)某青l(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與國(guó)民總收入之間關(guān)系的散布圖看（），也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。CGNI()*DUM1()*DUM2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared resid5290359.Schwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)即有： se=（）（） （） （） t = (） （） () () 由于各個(gè)系數(shù)的t檢驗(yàn)均大于2，表明各解釋變量的系數(shù)顯著地不等于0，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年增加額的回歸模型分別為： 這表明三個(gè)時(shí)期居民儲(chǔ)蓄增加額的回歸方程在統(tǒng)計(jì)意義上確實(shí)是不相同的。而在實(shí)證分析中，儲(chǔ)蓄函數(shù)還應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹因素。為了分析此模型是否有變量設(shè)定誤差，進(jìn)行變量設(shè)定誤差檢驗(yàn)。那么GDP、Exchange以及兩者的線性組合是否被遺漏的重要變量呢？，錄入到EViews響應(yīng)的數(shù)據(jù)表中，考證IM=f(GDP)基本關(guān)系圖：對(duì)()進(jìn)行回歸,有回歸結(jié)果se= () ()t= () () DW= F= 并作()回歸的殘差圖：顯然，存在自相關(guān)現(xiàn)象，其主要原因可能是建模時(shí)遺漏了重要的相關(guān)變量造成的。LM檢驗(yàn)按照LM檢驗(yàn)步驟，首先生成殘差序列（用EE表示），用EE對(duì)全部解釋變量（包括遺漏變量）進(jìn)行回歸，有：Dependent Variable: EEMethod: Least SquaresDate: 07/08/05 Time: 15:45Sample (adjusted): 1981 2003Included observations: 23 after adjustmentsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. 城鎮(zhèn)居民月人均生活費(fèi)支出和可支配收入序列序列月份1992199319941995199619971998　　　可　支配　收入 Sr　　　1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 　　生活　費(fèi)支出　 Zc　　　1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 數(shù)據(jù)來(lái)源：轉(zhuǎn)摘自易丹輝《數(shù)據(jù)分析與Eviews的應(yīng)用》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社2002，P141。雙擊人均可支配收入（SR）序列，出現(xiàn)工作文件窗口，在其左上方點(diǎn)擊Eview鍵出現(xiàn)下拉菜單，點(diǎn)擊Unit Root Test，出現(xiàn)對(duì)話框（），選擇帶截距項(xiàng)（intercept），滯后差分項(xiàng)（Lagged differences）選2階，點(diǎn)擊OK，得到估計(jì)結(jié)果。即SR序列是一階單整的，SR～I(xiàn)（1）。 ZC對(duì)SR的OLS回歸結(jié)果Dependent Variable: ZCMethod: Least SquaresDate: 06/08/05 Time: 10:58Sample: 1 84Included observations: 84VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CSRRsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)估計(jì)的回歸模型為： （）為了檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，在工作文檔窗口中，點(diǎn)擊Genr功能鍵，命令ut＝Resid，將上述OLS回歸得到的殘差序列命名為新序列ut，然后雙擊ut序列，對(duì)ut序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。但從短期來(lái)看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸（）式中的誤差項(xiàng)看作均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把生活費(fèi)支出的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。經(jīng)理論分析，采用基于三部門(mén)的凱恩斯總需求決定模型，在不考慮進(jìn)出口的條件下，通過(guò)消費(fèi)者、企業(yè)、政府的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，分析總收入的變動(dòng)對(duì)消費(fèi)和投資的影響。 消費(fèi)函數(shù)的識(shí)別性 首先，用階條件判斷。再根據(jù)階條件，消費(fèi)函數(shù)是恰好識(shí)別。 三、宏觀經(jīng)濟(jì)模型的估計(jì) 由于消費(fèi)函數(shù)和投資函數(shù)均為恰好識(shí)別，因此，可用間接最小二乘估計(jì)法（ILS）估計(jì)參數(shù)。恰好識(shí)別模型的ILS估計(jì)。在”Equation Spesfication”對(duì)話框里,分別鍵入:”GDP C GOV”、“COM C GOV”、“INV C GOV”，其中，GDP表示Y，COM表示C，INV表示I，GOV表示G。這時(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)模型可寫(xiě)為 用階條件和秩條件對(duì)上述模型進(jìn)行識(shí)別判斷(具體的判斷過(guò)程從略)，結(jié)論是消費(fèi)函數(shù)和投資函數(shù)均是過(guò)度識(shí)別。然后按路徑：Qucik/Estimate equation/Equation specification/Method/TSLS，進(jìn)入估計(jì)方程對(duì)話框，將method按鈕點(diǎn)開(kāi)，這時(shí)會(huì)出現(xiàn)估計(jì)方法選擇的下拉菜單，從中選“TSLS”，即兩階段最小二乘法。其中，COM(1)，INV(1)分別表示消費(fèi)變量COM和投資變量INV的滯后一期。 最后，寫(xiě)出該方程組模型的估計(jì)式為 技術(shù)資料分享 。 其次，估計(jì)投資函數(shù)。 “Equation Specification”對(duì)話框有兩個(gè)窗口，第一個(gè)窗口是用于寫(xiě)要估計(jì)的方程；第二個(gè)窗口是用于寫(xiě)該方程組中所有的前定變量，EViews要求將截距項(xiàng)也看成前定變量。 首先，估計(jì)消費(fèi)函數(shù)。解得的結(jié)構(gòu)型模型的參數(shù)估計(jì)值為 從而結(jié)構(gòu)型模型的估計(jì)式為 過(guò)度識(shí)別模型的2SLS估計(jì)。進(jìn)入EViews軟件，確定時(shí)間范圍；編輯輸入數(shù)據(jù)；選擇估計(jì)方程菜單。這些變量取自1978年——2003年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的歷史數(shù)據(jù)。結(jié)論是投資函數(shù)也為恰好識(shí)別。 其次，用秩條件判斷。 二、模型的識(shí)別性 根據(jù)上述理論方程，其結(jié)構(gòu)型的標(biāo)準(zhǔn)形式為 標(biāo)準(zhǔn)形式的系數(shù)矩陣為 由于第一個(gè)方程為恒定式，所以不需要對(duì)其識(shí)別性進(jìn)行判斷。Dependent Variable: DZCMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 21:30Sample(adjusted): 2 84Included observations: 83 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CDSRUT(1)Rsquared Mean dependent varAdjusted Rsquare