1、應(yīng)數(shù)一班第三小組成員分工：1.將課本案例數(shù)據(jù)導(dǎo)入excel表格王月娥2.將excel表格的數(shù)據(jù)輸入到eviews中，準(zhǔn)備好上機(jī)操作的文件張家琪3.設(shè)定模型凌青鳳4.運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)消費(fèi)模型和畫(huà)出殘差圖何文婷，歐陽(yáng)珊5.BG檢驗(yàn)廖威仲6.處理自相關(guān)問(wèn)題林楚東，劉祝娥7.將數(shù)據(jù)截圖及解題過(guò)程整理到word文檔陳嘉雯8.上機(jī)操作并進(jìn)行展示高景裕居民消費(fèi)模型2011中國(guó)農(nóng)村人口占總?cè)丝诘?8.73%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)為5221元，僅為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)15161元的34.44%。消費(fèi)模型是研究居民消費(fèi)行為的常用工具，通過(guò)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)模型的分析可判斷農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。而影響居民消費(fèi)的因素有

2、很多，但由于受各種條件的限制，通常只引入居民收入一個(gè)變量作解釋變量。以下是19852011年中國(guó)農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)數(shù)據(jù)。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)農(nóng)村居民收入和消費(fèi)支出的影響，經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1985年可比價(jià)格計(jì)的人均線收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)（以1985年為100）一、 模型設(shè)定設(shè)居民消費(fèi)模型的函數(shù)形式為Yt=1+2Xt+ut其中Yt為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出，Xt為農(nóng)村人均居民純收入，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。二、 回歸分析根據(jù)表中調(diào)整后的1985年可比價(jià)格計(jì)的人均純收入X和人均消費(fèi)支出Y的數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘法，得出下圖（具體操作：打開(kāi)eviews軟件，點(diǎn)擊filenewworkfile，

3、在彈出的對(duì)話框中的start date輸入1985，在end date輸入2011，點(diǎn)擊OK，在主窗口輸入命令data y x，中間需要有間隔，按回車(chē)，在彈出的對(duì)話框中導(dǎo)入數(shù)據(jù)，在主窗口點(diǎn)擊quickestimate equation，在出現(xiàn)的窗口上邊輸入Y C X，下邊的method選擇LS，點(diǎn)擊確定，出現(xiàn)分析結(jié)果）估計(jì)消費(fèi)模型得Yt=44.1517+0.7207XtSe=(10.1079) (0.0121)t = (4.3680) (59.6060)R2=0.9930 F=3552.876 DW=0.5300該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為27、一個(gè)解釋變量的模型、5%的

4、顯著水平，查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表（課本316頁(yè)）可知，dL=1.316，dU=1.469，模型中DW dL，顯然消費(fèi)模型中有自相關(guān)。這一點(diǎn)從殘差圖中也可從中看出，用EViews得到殘差圖，如圖所示。（具體操作：在算出方程結(jié)果窗口后，點(diǎn)viewactual,fitted,residualactual,fitted,residual graph）在上圖中，殘差的變動(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)。再用BG檢驗(yàn)做自相關(guān)檢驗(yàn)，（具體操作：在EViews中，在對(duì)Yt=44.1517+0.7207Xt回歸的輸出結(jié)果中，點(diǎn)viewresidual diagnosticsser

5、ial correlation lm test，在lags to include中選取滯后階數(shù)，如2，按回車(chē)）得到BG檢驗(yàn)結(jié)果如下圖如上圖顯示，LM=TR2=27*0.53241=14.37507，其p值為0.000756，表明結(jié)果存在自相關(guān)。因此，模型式Y(jié)t=44.1517+0.7207Xt中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論都不可靠，因此需要采取不就措施。三、 自相關(guān)問(wèn)題的處理。為解決自相關(guān)問(wèn)題，采取廣義差分法。由模型式Y(jié)t=44.1517+0.7207Xt的回歸可得殘差序列et，(具體操作，在workfile:untitled窗口中雙擊resid即可得到殘差序列)為估計(jì)自相關(guān)系數(shù)，用et進(jìn)行滯后一

6、期的自回歸，在eviews命令欄中先附值給et，輸入“genr e=resid”，點(diǎn)擊回車(chē)，再輸入“l(fā)s e e (-1)”，得到下圖：可得回歸方程：et=0.7283et-1由上式可知=0.7283，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分回歸：在eviews命令欄中直接輸入“l(fā)s Y-0.7283*Y(-1) c X-0.7283*X(-1)”，回車(chē)，即得廣義差分回歸的輸出結(jié)果，如下圖由上圖可得回歸方程為:Yt*=13.6640+0.7162Xt*Se=(6.4927)(0.0234)t=(2.1045)(30.6457)R2=0.9751 F=939.1570 DW=1.7794式中Yt*=Yt-0.728

7、3Yt-1 Xt*=Xt-0.7283Xt-1 （1）由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為26個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表（課本316頁(yè)）可知，dL=1.302，dU=1.461，模型中DW=1.7794，dUDW4-dU，說(shuō)明在5%顯著性水平下廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)?？蓻Q系數(shù)R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。由差分方程 Yt*=13.6640+0.7162Xt* 有，1=13.66401-0.7284=50.2908由此得到最終的中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)模型為Yt=50.2908+0.7162Xt（2）若使用科克倫-奧克特迭代法作廣義差分回歸，可在eviews的命令欄中輸入“LS Y C X AR(1)”，按回車(chē)，即自動(dòng)迭代得科克倫-奧克特迭代法估計(jì)結(jié)果，如圖所示：由上圖可知DW=1.7813，查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表（課本316頁(yè)）可知，dU=1.461，可以判斷，d