计量经济学作业答案.doc

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1、1.建立的模型为：lnct=0.35+0.93*lninct+ut,t=1,2,3…（5.92）(132.03)ut=0.46ut-1+εt(2.61)R2=0.9996D.W=2.09根据估计的结果，消费的收入弹性为0.93，说明我国居民收入增加1%，居民消费平均增加0.93%，R2表明模型拟合的效果很好，而且根据序列相关LM检验的p值，不能拒绝原假设，所以该模型不存在自相关。2．用ADF单位根检验得到结论：ln(gdp)单位根检验结果如图1，根据p值不能够拒绝原假设。t-Statistic  Prob.*AugmentedD

2、ickey-Fullerteststatistic-2. 0.1812Testcriticalvalues:1%level-4.5%level-3.10%level-3.Δln(gdp)的单位根检验结果如图2，根据p值，在5%的显著性水平下拒绝原假设。t-Statistic  Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3. 0.0132Testcriticalvalues:1%level-3.5%level-2.10%level-2.所以，GDP的对数序列ln（gdp）是一阶单整序列，建

3、立ln(gdp)对数序列的ARIMA模型。首先观察Δln(gdp)序列的相关图，Δln(gdp)的自相关系数和偏自相关系数都在一阶截尾，则取模型的阶数p=1和q=1建立ARIMA（1.1.1）模型。Δlngdpt=0.897Δlngdpt-1+ut+0.447ut-1t=(10.208)(2.41)R2=0.24D.W=2.283.（1）协整关系的检验为了描述财政支出和财政收入之间是否存在协整关系，选择2001年1月-2014年11月的月度数据进行分析。进行单位根检验发现序列lnf_ex和lnf_in是非平稳的，一阶差分后是平稳

4、的，即lnf_ex和lnf_in均是I(1)序列。单位根检验如下图：第一步，建立如下回归方程：lnf_ext=blnf_int+ut,t=1,2，…，T估计后得到：lnf_ext=0.99lnf_ext+utt=(297.6366)R2=0.805D.W=2.09第二步，对上式的残差进行平稳性检验，由回归方程估计结果可得ut=lnf_ext–0.99lnf_ext检验结果如下：在10%的显著性水平下拒绝原假设，因此可以确定ut为平稳序列，即ut–I（0）。上述结果表明：2001年1月-2014年11月期间的lnf_ex和lnf_

5、in存在协整关系，即为CI（1,1），协整向量为（1，-0.99）。（2）建立财政支出与财政收入的误差修正模型通过检验得出财政收入和财政支出之间具有协整关系，为了考察我国财政支出与财政收入之间的动态关系，现通过ECM模型来进行分析。第一步，首先建立2001年1月-2014年11月期间财政支出与财政收入的长期均衡方程lnf_ext=a+blnf_int+ut,t=1,2，…，T估计结果为lnf_ext=0.284+0.957lnf_int+utt=(0.898)(25.367)R2=0.806D.W=2.054第二步，令ecmt=

6、ut,即将残差序列ut作为误差修正项，建立下面的误差修正模型Δlnf_ext=β0+αecmt-1+β1Δlnf_int+εt估计得到Δlnf_ext=0.012-0.68ecmt-1+0.251Δlnf_intt=(0.487)(-7.45)(2.22)R2=0.288D.W=2.39在长期均衡方程式中财政收入的系数是0.957，接近1，体现了我国财政收支“量入为出”的原则。在误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响。财政支出的短期变动可以分为两部分：一部分是短期财政收入波动的影响；一部分是财政收支偏离长期均衡的影响。误差修

7、正项ecmt的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值（-0.68）来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.68）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。4.（1）用最小二乘法估计的结果为：lnspt=-0.18+1.02lnspt-1+utt=(-3.13)(137.19)R2=0.99AIC=-5.84SC=-5.81(2)用ARCHLM检验法对上面回归模型的残差序列进行ARCH效应检验,得到了在滞后阶数p=3时的ARCHLM检验结果：此处的P值为0，拒绝原假设，说明残差序列存在ARCH效应。（3）用GARC

8、H（1,1）模型重新估计，结果如下：均值方程：lnspt=-0.06+1.01lnspt-1+utz=(-0.92)(111.08)方差方程：σ2t=3.52*10-6+0.11*ut-1^2+0.88*σ2t-1z=(1.09)(3.24)(20.5)R2=0