1、.虛擬變量【實驗?zāi)康摹空莆仗摂M變量的設(shè)置方法?！緦嶒瀮?nèi)容】一、試根據(jù)表7-1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7-1 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83.642198.8800最低收入戶87.012476.7500低收入戶96.753303.1700中等偏下戶100.94107.2614107.26中等收入戶105.895118.9915118.99中等偏上戶109.646370.5916370.59高收入戶115.137877.6917877.69最高收入戶122.54

2、10962.16110962.16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(yù)測模型（數(shù)據(jù)見實驗一）；三、試根據(jù)表7-2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7-2 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2214.472198.8802327.542325.71最低收入戶2397.62476.7502523.12617.81低收入戶2979.273303.1703137.343492.271中等偏下戶3503.244107.2603694.464363.781中等收入戶4179.645118.

3、9904432.485512.121中等偏上戶4980.886370.5905347.096904.961高收入戶6003.217877.6906443.338631.941最高收入戶7593.9510962.1608262.4212083.791資料來源：據(jù)中國統(tǒng)計年鑒19992000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)相關(guān)圖分析；鍵入命令：scat x y，則人均收入與彩電擁有量的相關(guān)圖如7-1所示。從相關(guān)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，為了反映精品.“收入層次”這一定性因素的影響，設(shè)置虛擬變量如下：圖7-1

4、我國城鎮(zhèn)居民人均收入與彩電擁有量相關(guān)圖構(gòu)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*d1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7-2所示。圖7-2 我國城鎮(zhèn)居民彩電需求的估計精品.我國城鎮(zhèn)居民彩電需求函數(shù)的估計結(jié)果為： (16.249)(9.028) (8.320) (-6.593)0.9964 0.9937 f366.374 s.e1.066 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

5、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

6、電的消費需求處于更新?lián)Q代階段。二、我國稅收預(yù)測模型要求：設(shè)置虛擬變量反映1996年稅收政策的影響。方法：取虛擬變量d11（1996年以后），d10（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(guān)信息如圖7-3所示。圖7-3 引入虛擬變量后的我國稅收預(yù)測模型精品.我國稅收預(yù)測函數(shù)的估計結(jié)果為： (24.748) (47.949) (-10.329) (11.208)0.9990 0.9987 f3332.429 s.e87.317 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)

7、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，稅收收入增加828.6元；而1996年后，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加10000元，稅收收入則增加2042.5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：利用虛擬變量分析兩年的消費函數(shù)是否有顯著差異；利用混合樣本建立我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)。設(shè)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(

8、輸入1998，1999年消費支出和收入的數(shù)據(jù)，18期為1998年資料，916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19981999年genr xd=x*d1 生成xd的值ls y c x d1 xd 利用混合樣本估計模型精品.則估計結(jié)果如圖7-4：圖7-4 引入虛擬變量后的我國城鎮(zhèn)居民消費模型 (10.776) (43.591) (0.510) (-0.417)0.9972 0.9965 f1411.331 s.e113.459 根據(jù)檢驗，d和xd的回歸系數(shù)均不顯著，即可以認(rèn)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7-5圖7-7所示。圖7-5 1998年樣本回歸的我國城鎮(zhèn)居民消費模型精品.圖7-6 1999年樣本回歸的我國城鎮(zhèn)居民消費模型圖7-7 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73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7-3 利用不