【文章內容簡介】 增量圖3可以看出，城鄉(xiāng)居民的儲蓄行為表現出了明顯的階段特征：在1996年和2000年有兩個明顯的轉折點。再從城鄉(xiāng)居民儲蓄存款增量與國民總收入之間關系的圖看，見圖6(通過圖4和圖5得到)，也呈現出了相同的階段性特征。 圖4圖5 圖6 為了分析居民儲蓄行為在1996年前后和2000年前后三個階段的數量關系，引入虛擬變量D1和D2。D1和D2的選擇，是以1992000年兩個轉折點作為依據，,并設定了如下以加法和乘法兩種方式同時引入虛擬變量的的模型：其中： 對上式進行回歸后，在命令欄中輸入“smpl 1978 2003LS YY C GNI ()*D1 ()*D2”ls yy c gni ()*d1 ()*d2得到如下的結果：圖7由于各個系數的t檢驗均大于2，表明各解釋變量的系數顯著地不等于0，居民人民幣儲蓄存款年增加額的回歸模型分別為：這表明三個時期居民儲蓄增加額的回歸方程在統計意義上確實是不相同的。1996年以前收入每增加1億元，；在2000年以后，已發(fā)生了很大變化。上述模型與城鄉(xiāng)居民儲蓄存款與國民總收入之間的散布圖是吻合的，與當時中國的實際經濟運行狀況也是相符的。需要指出的是，在上述建模過程中，主要是從教學的目的出發(fā)運用虛擬變量法則，沒有考慮通貨膨脹因素。而在實證分析中，儲蓄函數還應當考慮通貨膨脹因素。實驗六 分布滯后模型【實驗目的】 本實驗是經典的線性回歸模型的擴充，是動態(tài)計量經濟模型的一種。通過本實驗，在了解分布滯后模型與自回歸模型的區(qū)別和聯系的基礎上，掌握Eviews軟件進行分布滯后模型的參數估計方法?！緦嶒瀮热菁安襟E】貨幣供應量與物價指數模型分析原始數據如下表。M2Z ：廣義貨幣月增長量；TBZS：居民消費價格同比指數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金融領域是數據發(fā)生量大，數據發(fā)送頻率最高的領域，金融變量之間關系研究十分有必要。計量模型特有的處理問題的特點成為金融工作者常用的處理金融問題的手段與方法。然而金融變量的關系因為政策效應的滯后和行為人的預期往往顯現出滯后關系。將貨幣供應量與物價指數的滯后量進行反復試算，長度選擇118進行回歸分析，判斷的標準是SC、SIC越小越好，因為他們都是殘差的函數。在圖1的對話框中輸入要估計的方程，包含m2z的滯后6期的變量。圖2是滯后6期的分析結果圖。圖1圖2從圖2中可以看出，滯后期的系數逐步增加，表明當期的貨幣供應量的變化對物價水平的影響需要經過一段時間才能顯示出來。但是t統計量檢驗不顯著。為此下面做滯后12期的分析結果，如圖3所示。圖3自圖3可以看出，從m2z到m2z(11)，回歸系數都不顯著。而m2z(12)，在5%的顯著性水平下拒絕系數為零的原假設。表明當期貨幣供應量變化對物價水平的影響在經過12個月后明顯的顯示出來。為了考察貨幣供應量變化對物價水平影響的持續(xù)期，做滯后18期的回歸分析。結果如圖4所示。圖4圖4表明，從滯后12期開始，t統計量顯著，一直到滯后16個月為止，從滯后17期開始，t值變得不顯著。我們可以做出這樣的判斷，在我國，貨幣供應量變化對物價水平的影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為一年，而且滯后影響具有持續(xù)性，持續(xù)期大約為半年。從圖4中我們還可以發(fā)現，模型的R2不高，DW值也偏低，表明出來貨幣供應量外，還有其他的因素影響物價變化。如果我們要提高模型的精度，當滯后期比較大時可以用自回歸模型代替。因此我們估計如下的模型：回歸結果如下圖5所示。圖5從圖5看出m2z的t統計連不顯著，表明當期貨幣量的變化對當期物價水平的影響在統計上意義不明顯，可以剔除，重新估價的圖6結果。圖6從圖6中可看出，并且模型不存在自相關。實驗七 聯立方程模型【實驗目的】通過本實驗的學習，掌握線性聯立方程模型的一般概念和模型識別的基礎上，能夠利用軟件熟練進行方程的估計，包括簡單最小二乘法、工具變量法、兩階段最小二乘法。能夠針對經濟問題，運用相關方法建立聯立方程模型?！緦嶒瀮热菁安襟E】 宏觀經濟模型的設計與總體擬合優(yōu)度檢驗。相關數據如下：obsGDPCONSUMEINVESTGOV19784801979407461419801590659198115817051982770198320058381984102019855773338611841986654238461367198743221490198814704549517271989164666095203319906444225219917517283019929636199314998199426796199533635238771996199719981999200020012002200314764 采用三部門的凱恩斯總需求決定模型，在不考慮進出口的條件下，通過消費者、企業(yè)和政府的經濟活動，分析總收入的變動對消費和投資的影響，假設理論模型如下：。上面的模型是可以識別的，而且兩個方程都是過度識別，有三個工具變量: 。若消費方程中再添加一個變量，則，恰好識別。將與進行回歸，結果如下圖1：圖1從上圖1中可以看出模型擬合較好，進一步計算GDP的估計值，在上圖中點擊“Forecast”得到GDP的預測值序列GDPF序列。用該序列替換恰好識別方程中的，再用最小二乘法，回歸的結果如下圖2。圖2實際上上面的兩步操作就是二階段的最小二乘法，由上圖的結果，估計的模型為：CONSUME = + *GDPF + *CONSUME(1) *INVEST(1)