1、案例 4 中国商品进口模型估计经济理论指出，商品进口主要由进口国的经济发展水平，以及商品进口价格指数与国内价格指数对比因素决定。由于无法取得中国商品进口价格指数，我们主要研究中国商品进口 与国内生产总值 的关系。MGDP表一 19782001 年中国商品进口与国内生产总值年份 国内生产总值/亿元 商品进品/亿美元1978 3624.1 108.91979 4038.2 156.71980 4517.8 200.21981 4862.4 220.21982 5294.7 192.91983 5934.5 213.91984 7171.0 274.11985 8964.4 422.51986 10
2、202.2 429.11987 11962.5 432.11988 14928.3 552.71989 16909.2 591.41990 18547.9 533.51991 21617.8 637.91992 26638.1 805.91993 34634.4 1039.61994 46759.4 1156.11995 58478.1 1320.81996 67884.6 1388.31997 74462.6 1423.71998 78345.2 1402.41999 82067.46 1657.02000 89442.2 2250.92001 95933.3 2436.1下面详细给出使用
3、EViews 软件的详细过程。首先建立 inport 的工作文件，样本期选为 1978 到 2001，并使用命令 data gdp m 输入数据。一、通过 OLS 法建立中国商品进口模型在回归分析之前，先描一下散点图，在命令行输入命令 graph，随后在出现的对话框中输入 m gdp，确定后图像类型选择 scatter diagram 可得由图可见，二者之间存在着一定的线性关系，为此进行回归分析。在命令行中输入命令 ls m c gdp，得中国商品进口方程，（*）2215.9023.0.948,.6,4,.68,40.6t tMGDPRSEWF二、进行序列相关性检验绘制残差项 与时间 以及 与
4、 的关系图，为此在命令行中输入命令 graph，在出tette1t现的对话框中输入 resid，并在 Show-Options 选项中在 Zero line 前打勾，可得输入命令 graph，在出现的对话框中输入 resid resid(-1)，可得从图中可以看出，序列呈现正序列相关性。D.W.检验结果表明，在 5的显著性水平下， ，查表得 ，由于 ，故存在正自相24,nk1.27,.45lud.0.628lDWd关。下面再进行Lagrange乘数检验。 （在上述回归得到的方程对话框中，点击ViewResidual TestsSerial Correlation LM Test ，在出现的对话
5、框中输入 2，也可以得到含2阶滞后残差项的辅助回归结果）含2阶滞后残差项的辅助回归结果为（输入命令ls m c gdp,genr e=resid，ls e c gdp e(-1) e(-2)）12214.07.0.846.637.t tteGDPeR 于是，LM220.682115.01，大于显著性水平为 5，自由度为 2 的 分布得临界值，由此判断原模型存在 2 阶序列自相关。20.5.91含 3 阶滞后残差项的辅助回归结果为 123225.807.9.06.197.1454.t ttteGDPeeR 于是，LM210.694515.27，大于显著性水平为 5，自由度为 3 的 分布得临界值
6、2，仍说明原模型存在序列相关性，但由于 的参数不显著，说明不存在20.537.81 te3 阶序列自相关。三、运用广义差分法进行自相关的处理（1） 采用杜宾两步法估计 第一步，估计模型 01212132tttttttMGDPGDP得 121222278.930.469.05.096.0546.78530,.,3t tt t t tMGDPRRW第二步，作差分变换120.93.469tttt80tt t tGDPGDP则 关于 的 OLS 估计结果为tMt2286.107.4.93,79,.1583t tMGDPRW在 5的显著性水平下， （样本容量为 24222 个） ，此时一不存在自1.uW
7、d相关。为了与 OLS 估计结果（*）对比，计算 0001286.162.3934于是原模型为 .t tMGDP可见，仅有截距项有差别，GDP 前的系数没有差别。（2） 采用科克伦奥克特迭代法估计 2 阶广义差分的估计结果为(输入命令 ls m c gdp ar(1) ar(2) 22169.301.08.0128.45636,.97,.5t tPARRDW其中 ， 前的参数值即为随机干扰项的 1，2 阶序列相关系数。在1A（样本容量为 24222 个） ，表明经广义差分变换后的模型已经不存在43uDWd序列相关性。而且可以验证，如果仅采用 1 阶广义差分，变换后的模型仍存在 1 阶自相关；如
8、果采用3 阶广义差分，变换后的模型不再有自相关性，但 的系数不显著，说明模型不存在3AR3 阶序列相关。上机练习：Mary 是 CKC 公司的市场部经理，她希望预测公司某产品“N ”的未来销售情况。根据她的管理直觉 ，她觉得有三个最重要的因素显著影响该产品的销售：广告费 X1、促销费 X2、竞争对手的销售额 X3。她在 15 个不同的地区收集到的数据如下（单位：百万美元）：地区 产品销售额 广告费 促销费 对手产品销售额 101.8 1.3 0.2 20.4 44.4 0.7 0.2 30.5 108.3 1.4 0.3 24.6 85.1 0.5 0.4 19.6 77.1 0.5 0.6
9、25.5 158.7 1.9 0.4 21.7 180.4 1.2 1.0 6.8H 64.2 0.4 0.4 12.6I 74.6 0.6 0.5 31.3J 143.4 1.3 0.6 18.6K 120.6 1.6 0.8 19.9L 69.7 1.0 0.3 25.6M 67.8 0.8 0.2 27.4N 106.7 0.6 0.5 24.3O 119.6 1.1 0.3 13.7（1）试建立 CKC 公司该产品的销售额与其广告费、促销费及其对手销售额之间的线性回归方程， 对方程进行拟合优度检验、检验和 t 检验,并说明Mary 的直觉是否正确, 这里显著性水平 =0.05.（2）a
10、ry 准备下年投入 70 万美元的广告费，60 万元的促销费,又估计竞争对手下年的销售收入为 31.3 百万美元，则 Mary 下年的期望销售额将是多少 ?（3） 试用 Durbin-Watson 检验来检验是否存在自相关,此处显著性水平是 5%, DW检验的下临界值 dL = 0.82，上临界值 dU = 1.75;（4）试对模型进行缺省变量检验和多余变量检验。建立我国农村居民消费模型，要求：要进行残差的自相关性检验，若存在自相关，并建立修正的消费模型。1985-2003 年农村居民人均收入和消费 单位： 元年份 全年人均纯收入（现价）全年人均消费性支出（现价）消费价格指数（1985=100
11、）人均实际纯收入（1985 可比价）人均实际消费性支出（1985 可比价）1985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003397.60423.80462.60544.90601.50686.30708.60784.00921.601221.001577.701923.102090.102162.002214.302253.402366.402475.602622.24317.42357.00398.30476.70535.40584.63619.80659.80769.701016.8113
12、10.361572.101617.151590.331577.421670.001741.001834.001943.30100.0106.1112.7132.4157.9165.1168.9176.8201.0248.0291.4314.4322.3319.1314.3314.0316.5315.2320.2397.60399.43410.47411.56380.94415.69419.54443.44458.51492.34541.42611.67648.50677.53704.52717.64747.68785.41818.86317.40336.48353.42360.05339.08354.11366.96373.19382.94410.00449.69500.03501.77498.28501.75531.85550.08581.85606.81注：资料来源于中国统计年鉴1986-200 4。
