1、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)作業(yè)姓名：萬超班級：08級數(shù)學(xué)一班學(xué)號：20081010118 簡單線性回歸模型一、建立模型為了研究四川省城鎮(zhèn)具名消費(fèi)支出以及可支配收入之間的關(guān)系，又經(jīng)濟(jì)理論分析可知，收入是影響居民消費(fèi)支出的主要因素，居民消費(fèi)支出Y與可支配收入X之間存在密切的關(guān)系，消費(fèi)支出隨著收入的增加而增加，但變動的幅度相比較低，即邊際消費(fèi)傾向MPC有0MPC1。因此可設(shè)定居民消費(fèi)支出Yi與Xi的關(guān)系為： Yi=1+2Xi+ui，其中1表示四川省城鎮(zhèn)居民家庭平均每人年生活性消費(fèi)支出（元）；Xi為城鎮(zhèn)居民家丁平均沒人年可支配收入（元）。變量采用年度數(shù)據(jù)，樣本期為1978-1998年。這里的1為居民沒有收入來源時的最

2、低消費(fèi)。二、估計模型中的位置參數(shù)假設(shè)模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)ui滿足古典假定，運(yùn)用OLS方法估計模型的參數(shù)，利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)計算機(jī)軟件EViews計算過程如下：簡歷文檔，輸入數(shù)據(jù)首先點(diǎn)擊EViews圖標(biāo)，進(jìn)入EViews主頁。點(diǎn)擊File后，在File菜單的New選項(xiàng)中點(diǎn)擊Workfile，這時屏幕上出現(xiàn)Workfile Range對話框，在Srart Date里鍵入1978，在End Date里鍵入1998，點(diǎn)擊OK后屏幕出現(xiàn)Workfile工作框。在Object菜單欄，點(diǎn)擊New Object對話框里選Group并在Name for Object上定義文件名，點(diǎn)擊OK，屏幕出現(xiàn)數(shù)據(jù)編輯框。也可在光

3、標(biāo)出直接輸入Data Y X，回車后即可出現(xiàn)數(shù)據(jù)編輯框。此時可錄入數(shù)據(jù)，首先按上行鍵，這時對應(yīng)“obs”字樣的空格會自動上跳，在對應(yīng)第二個“obs”字樣，有邊框的空格里鍵入變量名，再按下行鍵，這時對應(yīng)變量名下的這一列出現(xiàn)“NA”字樣，便可依時間順序鍵入相應(yīng)的數(shù)據(jù)。其他變量的數(shù)據(jù)類似輸入?？梢詭讉€變量同時錄入數(shù)據(jù)。 obs YX197819791980198119821983198419851986198719881989199019911992199319941995199619971998314.0000340.0000364.0000396.0000407.0000457.0000517.

4、0000680.0000787.0000899.00001086.0001184.0001281.0001488.0001651.0002034.0002806.0003429.0003733.0004093.0004383.000338.0000369.0000391.0000412.0000445.0000493.0000581.0000695.0000849.0000948.00001130.0001349.0001490.0001691.0001989.0002408.0003297.0004003.0004406.0004763.0005127.000用OLS估計未知參數(shù)在主頁上選Q

5、uick菜單，點(diǎn)擊Eatimate Equation項(xiàng)，屏幕上出現(xiàn)估計對話框（Equation Spacification），在Easmation Setting中選OLS估計，即Least Squares，鍵入Y C X或Y X C（C為EViews固定的截距系數(shù)）。然后OK，得輸入結(jié)果。三、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛷墓烙嫷慕Y(jié)果可以看出，模型擬合較好。因?yàn)榭梢詻Q系數(shù)R=0.9993，表明模型在整體上擬合的非常好。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：對于2，t的統(tǒng)計量為169.6548.給定=0.05，查t分布表，在自由度n-2=19下，得臨界值t(19)=2.093,因?yàn)閠(19)F（6.6）=4.28，所以拒絕原假設(shè)，表明模

6、型確實(shí)存在異方差。（三）White檢驗(yàn)由表5.2估計結(jié)果，按路徑view/residul tests/white heteroskedasticity(no cross terms or cross terms),進(jìn)入White 檢驗(yàn)。根據(jù)White檢驗(yàn)中輔助函數(shù)的構(gòu)造，最后一項(xiàng)為變量的交叉乘積項(xiàng)，因?yàn)楸纠秊橐辉瘮?shù)，故無交叉乘積項(xiàng)，因此應(yīng)選no cross terms,則輔助函數(shù)為經(jīng)檢驗(yàn)出現(xiàn)White檢驗(yàn)結(jié)果，見表5.5.從表5.5可以看出，nR2=18.07481，由White檢驗(yàn)知，在a=0.05下，查分布表得臨界值=5.9915，同時X與的t檢驗(yàn)也很顯著。比較計算的統(tǒng)計量與臨界值，因?yàn)?18.074815.9915,所以拒絕原假設(shè)，不拒絕備擇假設(shè)，表明存在異方差。表5.5四、異方差的修正運(yùn)用加權(quán)最下二乘法（WLS）估計過程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)=。權(quán)數(shù)的生成過程如下，在途5.4對話框中的Enter equation處分別輸入w1=1/X，w2=1/x2,w3=1/sqr（X），經(jīng)估計檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)w3t效果最好。下面給出用權(quán)數(shù)的結(jié)果1） w1=1/X：2） w2=1/x2,3） w3=1/sqr因此估計結(jié)果如下： 括號中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量?？梢钥闯鲞\(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，可決系數(shù)大幅提高，