【正文】 、X3與XX4與X、X5與XXX4的T檢驗值較小，這些變量之間可能不相關或相關程度較小。二、利用逐步回歸方法處理多重共線性⒈建立基本的一元回歸方程根據(jù)相關系數(shù)和理論分析，鋼材產(chǎn)量與生鐵產(chǎn)量關聯(lián)程度最大。所以，設建立的一元回歸方程為：⒉逐步引入其它變量，確定最適合的多元回歸方程（回歸結(jié)果如表2所示）表2 鋼材產(chǎn)量預測模型逐步回歸結(jié)果模型X1X2X3X4X5Y=f(X1) ()　　　　 Y=f(X1,X2) () ()　　　 Y=f(X1,X3) ()　 ()　　 Y=f(X1,X4) ()　　 ()　 Y=f(X1,X5) ()　　　 () Y=f(X1,X2,X3) () () ()　　Y=f(X1,X2,X4) () ()　 ()　Y=f(X1,X2,X5) () ()　　 ()所以，建立的多元回歸模型為：Y = + *X1 + *X2實驗七 虛擬變量【實驗目的】掌握虛擬變量的設置方法。【實驗內(nèi)容】一、試根據(jù)表71的1998年我國城鎮(zhèn)居民人均收入與彩電每百戶擁有量的統(tǒng)計資料建立我國城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)；表71 我國城鎮(zhèn)居民家庭抽樣調(diào)查資料收入等級彩電擁有量Y（臺/百戶）人均收入X(元/年)DiXDi困難戶00最低收入戶00低收入戶00中等偏下戶1中等收入戶1中等偏上戶1高收入戶1最高收入戶1資料來源：據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒1999》整理計算得到二、試建立我國稅收預測模型（數(shù)據(jù)見實驗一）；三、試根據(jù)表72的資料用混合樣本數(shù)據(jù)建立我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)。表72 我國城鎮(zhèn)居民人均消費支出和可支配收入統(tǒng)計資料收入等級19981999消費支出Y收入XD消費支出Y收入XD困難戶01最低收入戶01低收入戶01中等偏下戶01中等收入戶01中等偏上戶01高收入戶01最高收入戶01資料來源：據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》1999－2000整理計算得到【實驗步驟】一、我國城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)⒈相關圖分析；鍵入命令：SCAT X Y，則人均收入與彩電擁有量的相關圖如71所示。從相關圖可以看出，前3個樣本點（即低收入家庭）與后5個樣本點（中、高收入）的擁有量存在較大差異，因此，為了反映“收入層次”這一定性因素的影響，設置虛擬變量如下：圖71 我國城鎮(zhèn)居民人均收入與彩電擁有量相關圖⒉構造虛擬變量；方式1：使用DATA命令直接輸入；方式2：使用SMPL和GENR命令直接定義。DATA D1GENR XD=X*D1⒊估計虛擬變量模型：LS Y C X D1 XD再由檢驗值判斷虛擬變量的引入方式，并寫出各類家庭的需求函數(shù)。按照以上步驟，虛擬變量模型的估計結(jié)果如圖72所示。圖72 我國城鎮(zhèn)居民彩電需求的估計我國城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)的估計結(jié)果為： ()() () ()＝ ＝ F＝ ＝ 虛擬變量的回歸系數(shù)的檢驗都是顯著的，且模型的擬合優(yōu)度很高，說明我國城鎮(zhèn)居民低收入家庭與中高收入家庭對彩電的消費需求，在截距和斜率上都存在著明顯差異，所以以加法和乘法方式引入虛擬變量是合理的。低收入家庭與中高收入家庭各自的需求函數(shù)為：低收入家庭：中高收入家庭：由此可見我國城鎮(zhèn)居民家庭現(xiàn)階段彩電消費需求的特點：對于人均年收入在3300元以下的低收入家庭，需求量隨著收入水平的提高而快速上升，人均年收入每增加1000元，百戶擁有量將平均增加12臺；對于人均年收入在4100元以上的中高收入家庭，雖然需求量隨著收入水平的提高也在增加，但增速趨緩，人均年收入每增加1000元，百戶擁有量只增加3臺。事實上，現(xiàn)階段我國城鎮(zhèn)居民中國收入家庭的彩電普及率已達到百分之百，所以對彩電的消費需求處于更新?lián)Q代階段。二、我國稅收預測模型要求：設置虛擬變量反映1996年稅收政策的影響。方法：取虛擬變量D1＝1（1996年以后），D1＝0（1996年以前）。鍵入命令：GENR XD=X*D1LS Y C X D1 XD則模型估計的相關信息如圖73所示。圖73 引入虛擬變量后的我國稅收預測模型我國稅收預測函數(shù)的估計結(jié)果為： () () () ()＝ ＝ F＝ ＝ 可見，虛擬變量的回歸系數(shù)的檢驗都是顯著的，且模型的擬合優(yōu)度很高，說明1996年的稅收政策對稅收收入在截距和斜率上都產(chǎn)生了明顯影響。1996年前的稅收函數(shù)為：1996年后的稅收函數(shù)為：由此可見，在實施1996年的稅收政策前，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加10000元，；而1996年后，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加10000元，因此，1996年的稅收政策大大提高了稅收收入水平。三、我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)要求：⒈利用虛擬變量分析兩年的消費函數(shù)是否有顯著差異；⒉利用混合樣本建立我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)。設1998年、1999年我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)分別為： 1998年： 1999年：為比較兩年的數(shù)據(jù)，估計以下模型： 其中。具體估計過程如下：CREATE U 16 建立工作文件DATA Y X(輸入1998，1999年消費支出和收入的數(shù)據(jù)，1－8期為1998年資料，9－16期為1999年資料)SMPL 1 8 樣本期調(diào)成1998年GENR D1=0 輸入虛擬變量的值SMPL 9 16 樣本期調(diào)成1999年GENR D1=1 輸入虛擬變量的值SMPL 1 16 樣本期調(diào)成1998～1999年GENR XD=X*D1 生成XD的值LS Y C X D1 X D 利用混合樣本估計模型則估計結(jié)果如圖74：圖74 引入虛擬變量后的我國城鎮(zhèn)居民消費模型 () () () ()＝ ＝ F＝ ＝ 根據(jù)檢驗，D和XD的回歸系數(shù)均不顯著，即可以認為＝0，＝0；這表明1998年、1999年我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)并沒有顯著差異。因此，可以將兩年的樣本數(shù)據(jù)合并成一個樣本，估計城鎮(zhèn)居民的消費函數(shù)。獨立樣本回歸與混合樣本回歸結(jié)果如圖75～圖77所示。圖75 1998年樣本回歸的我國城鎮(zhèn)居民消費模型圖76 1999年樣本回歸的我國城鎮(zhèn)居民消費模型圖77 混合樣本回歸的我國城鎮(zhèn)居民消費模型將不同樣本估計的消費函數(shù)結(jié)果列在表7－3中，可以看出，使用混合回歸明顯地降低了系數(shù)的估計誤差。表73 利用不同樣本估計的消費模型樣本1998～1999年1998年1999年實驗八 滯后變量【實驗目的】掌握分布滯后模型的估計方法【實驗內(nèi)容】建立庫存函數(shù)【實驗步驟】【例1】 表1列出了某地區(qū)制造行業(yè)歷年庫存Y與銷售額X的統(tǒng)計資料。請利用分布滯后模型建立庫存函數(shù)。表1 某地區(qū)制造行業(yè)統(tǒng)計資料 單位：億元年份庫存Y銷售額X年份庫存Y銷售額X198150070272801990846554644919825270730219199190875502821983538143079619929707453555198454939308961993101645528591985582133311319941024455591719866004335032199510771962017198763383373351996120870713981988682214100319971471358207819897796544869一、 Almon估計⒈分析滯后期長度在Eviews命令窗口中鍵入：CROSS Y X，輸出結(jié)果見圖1。圖1 互相關分析圖圖中第一欄是Y 與X各滯后期相關系數(shù)的直方圖?？梢钥闯?，庫存額與當年及前三年的銷售額相關。因此可以設：假定可以由一個二次多項式逼近。⒉利用Almon方法估計模型在Eviews命令窗口中鍵入：LS Y C PDL(X,3,2)輸出結(jié)果見圖2，Eviews分別給出了Almon方法估計的模型和還原后的估計模型及相應參數(shù)。圖2 Almon估計輸出結(jié)果經(jīng)過Almon變化之后的估計結(jié)果為：（即圖2中的PDL項）：（） （） （－） 還原后的分布滯后模型為： （） （） （） （－）二、滯后期長度的調(diào)整將PDL項的參數(shù)依次設定為：PDL(X,3,2)、PDL(X,4,2)、PDL(X,5,2)，其調(diào)整的判定系數(shù)、SC、AIC值如表2所示。表2 Almon估計法滯后期確定參數(shù)類型AICSCPDL(X,3,2)PDL(X,4,2)PDL(X,5,2)從表2中可以看出，當滯后期由3增加至4時，調(diào)整的判定系數(shù)增大而AIC和SC值均減小。當滯后期由4增大到5時，調(diào)整的判定系數(shù)減小，AIC值、SC值增大。所以，將滯后期確定為4時合理的。二、 Almon估計的模擬⒈Almon變換genr z0=x+x(1)+x(2)+x(3)genr z1=x(1)+2*x(2)+3*x(3)genr z2=x(1)+4*x(2)+9*x(3)⒉估計變化后的模型LS Y C Z0 Z1 Z2圖3回歸結(jié)果見圖3，即：（） （） （－） ⒊計算原模型中的系數(shù)估計值根據(jù)Almon變換原理有：所以有： ＋－=+2**==所以還原成原分布滯后模型為：68 /