1、 统计学 2 班第六次作业1、 模型一 ： tttPDIACE21tt PDIECP0816.429.16t （-6.619723） （67.05920）F=4496.936 DW=1.3666545.02R美国个人消费支出受个人可支配收入影响，通过回归可知，个人可支配收入 PDI 每增加一个单位，个人消费支出平均增加 1.008106 个单位。模型二： tttt PCEBDIPCE1321103758.9823.076.23 ttt PCEPDIECPT （-5.120436） （6.970817 ） （0.257997）F=2017.064 DW=1.570195954.02R美国个人消费
2、支出 PCE 不仅受当期个人可支配收入 PDI 影响，还受滞后一期个人消费支出PCEt-1 自身影响。从模型一得 MPC=1.008106从模型二可得短期 MPC=0.982382.从库伊特模型 可得 的系数即)()1( 110ttttt YXY 1-tPEC为03758.因为，长期 MPC 即长期乘数为： ，根据库伊特模型 ， 。当 ssi0 )0(ii时， 1. 001021010 ii所以长期 MPC= 3.3758.9MPC2、Y：固定资产投资 X：销售额 设定模型为： ， 为被解释变量的预期最佳值tttY*tY运用局部调整假定，模型转换为： *1*0ttttX其中： tt*1*0*
3、,1276.0693.014.5 ttt YXYT （-3.193613） （6.433031 ） （2.365315）F=690.0561 DW=1.5185959872.2R，tt*1*0* , 72834.016.1*，738.20784.5 4.7283.069*局部调整模型估计结果为：tt XY864.0731.2*经济意义：该地区销售额每增加 1 亿元，未来预期最佳新增固定资产投资为 0.846 亿元采用德宾 h 检验如下 0:,:10H2978.1485.0*21)1.589()2(*1 nVard在显著性水平 下，查标准正态分布表得临界值 ,因此拒绝原假0. 6.02.h设，因
4、此接受原假设，说明自回归模型不存在一阶自相关。96.12978.1025.hh设定模型： ，对模型做对数变换：teXYt* ttt XYlnln*运用局部调整假定，模型转换为： *10*llntttt XY其中： tt*1*0* ,lnl1ln2603.ln9045.786.1ln ttt YXYT （-5.854366） （8.131039 ） （2.961684）F=1425.219 DW=1.479333932.02Rtt*1*0* ,lnl 7396.026.1*4569.739.8l 4.739.05故局部调整模型估计结果为： ， 也即tt XYln24.1569.ln*23.045
5、69.1e24.1*3.0ttXY经济意义：该地区销售额每增加 1%，未来预期最佳新增固定资产投资 1.2224%。采用德宾 h 检验如下 0:,:10H301.0879.*21)1.4793()2( 2*1 nVard在显著性水平 下，查标准正态分布表得临界值 ,因此拒绝原假05. 6.05.2h设，因此接受原假设，说明自回归模型不存在一阶自相关。96.13.1025.h设定模型： 。 为预期最佳值tttXY*t采用自适应假定模型变为： *1*0tttt Y其中： *1*0* )(, ttt1276.0693.014.5 ttt YXYT （-3.193613） （6.433031 ） （2
6、.365315）F=690.0561 DW=1.5185959872.2R，1*1*0* )(, ttt 72834.06.1，7381.20784.015* 864.0723.9*0局部调整模型估计结果为：tt XY.*经济意义：该地区销售额每增加 1 亿元，未来预期最佳新增固定资产投资为 0.846 亿元采用德宾 h 检验如下 0:,:10H2978.1485.0*21)1.589()2(*1 nVard在显著性水平 下，查标准正态分布表得临界值 ,因此拒绝原假0. 6.02.h设，因此接受原假设，说明自回归模型不存在一阶自相关。96.12978.1025.hh3、阿尔多蒙多项式变换 12
7、34-35.492 0.81 0.325-0.3-0.179-0.18t t t t t tYXXX4、 Y：新增固定资产 X：全省工业总产值 设定模型为： ttt *运用局部调整假定，模型转换为： *1*0*tttt YXY其中： tt*1*0* ,1047.129.089645.1 ttt YXYT （1.625055） （4.123961） （0.080389）F=21.12228 DW=1.9013087.2R可以看出，全省工业总产值 X 的回归系数显著，而新增固定资产滞后一期 Yt-1 的回归系数不显著。 较小，模型上总体对样本数据拟合较差。5840.2，tt*1*0* ,9853.
8、0147.1*，924.853.6 2.9853.02所以最终方程为： tt XY17.*经济意义：全省工业总产值每计划增加 1（亿元） ，则未来预期最佳新增固定资产量为0.1037 亿元。设定模型： 。tttXY*采用自适应假定模型变为： *1*0tttt Y其中： *1*0* )(, ttt1047.129.089645.1 ttt YXYT （1.625055） （4.123961） （0.080389）F=21.12228 DW=1.9013087.2R可以看出，全省工业总产值 X 的回归系数显著，而新增固定资产滞后一期 Yt-1 的回归系数不显著。 较小，模型上总体对样本数据拟合较差
9、。5840.2，1*1*0* )(, ttt 9853.0147.*1，924.853.6 032.985.02所以最终方程为： tt XY137.*经济意义：全省工业总产值每预期增加增加 1（亿元） ，当期新增固定资产量为 0.1037（亿元） 。局部调整模型和自适应模型的区别在于：局部调整模型是对因变量的局部调整而得到的；解释变量的现值影响着被解释变量的预期值。自适应模型是由自变量的自适应过程而得到的。预期的解释变量的变化影响被解释变量现值。由回归结果可见，新增固定资产滞后一期 Yt-1 的回归系数并不显著，说明两个模型的设定都不合理。5、Y：年末货币流通量 X1：社会商品零售额 X2:城
10、乡居民储蓄余额 （单位：亿元）模型： 为长期货币流通量tttt 21* *tY运用局部调整假定，模型转换为： *1*32*1ttttt Y其中： tt*32*1* ,1214057.783.0475.028.659 tttt YXYT （1.518442） （1.197940） （3.035736） （2.164699）F=275.6267 DW=2.109534.2R，tt*32*1* ,1,5947.04.13，23.1597.086* 079.542.01*146.2*2故局部调整模型估计结果为： ttt XY21* 463.079.023.19 经济意义：在其他条件不变的情况下，该地区
11、社会商品零售额每增加 1 亿元，预期年末货币流通量增加 0.07979 亿元。同样，在其他条件不变的情况下，该地区城乡居民储蓄余额每增加 1 亿元，则预期年末货币流通量增加 0.46213 亿元。模型 ，先对模型做对数变化：teXYtt 21* tttt XY21*lnlln运用局部调整假定，模型转换为： *321*lln ttttt YXY其中 tt32*1* ,ln121 ln534.0ln806.ln2063.64.0ln tttt YXXYT （0.384014） （0.806984） （1.163031） （4.864049）F=291.3458 DW=1.914829985.2R，
12、tt*32*1* ,1,ln4685.0.313，71.0.4685ln* 401.0.68523*132.1*2故局部调整模型估计结果为： ttt XY21* ln3845.0ln4.0751.ln经济意义：在其他条件不变的情况下，该地区社会商品零售额每增加 1%，预期年末货币流通量增加 0.44104%。同样，在其他条件不变的情况下，该地区城乡居民储蓄余额每增加1%，则预期年末货币流通量增加 0.38452%。即年末货币流通量对社会商品零售额的长期弹性为：0.44104；货币需求对城乡居民储蓄余额的长期弹性为0.38452。8、Y:消费总额 X：货币收入总额假设消费同收入的模型为： tttXY10作回归如下：tt XY80731.26594.7T （3.494733） （35.36542）F=1250.713 DW=1.280986.02R从回归结果来看，t 检验值， F 检验值均显著， 也较高。对样本量为 30，978103.2R一个解释变量的模型，5%的显著性水平下，查 DW 统计表可知，模型中 DW ，显然模型中存在自相关。352.1Ld489.ULd消费总额不仅受当期货币收入总额影响，还受往期货币收入总额影响。采用库伊克模型： *1*0*tttt YXY
