1、虛虛 擬擬 變變 量量 模模 型型一、試根據表一、試根據表1的的2007年我國城鎮居民人均收入與電年我國城鎮居民人均收入與電腦每百戶擁有量的統計資料建立我國城鎮居民電腦腦每百戶擁有量的統計資料建立我國城鎮居民電腦的需求函數的需求函數.收入等級收入等級電腦擁有量電腦擁有量Y Y人均收入人均收入X XD Di iXDXDi i（臺（臺/ /百戶）百戶）( (元元/ /年年) )困難戶困難戶12.9712.973744.873744.870 00 0最低收入戶最低收入戶15.7315.734604.094604.090 00 0低收入戶低收入戶28.5728.576992.556992.550 00

2、 0中等偏下戶中等偏下戶41.5441.549568.029568.020 00 0中等收入戶中等收入戶53.8453.8412978.6112978.610 00 0中等偏上戶中等偏上戶65.6165.6117684.5517684.550 00 0高收入戶高收入戶78.3178.3124106.6124106.611 124106.6124106.61最高收入戶最高收入戶93.9493.9440019.2240019.221 140019.2240019.221、構造虛擬變量：在命令窗口中，使用DATA命令直接輸入DATA D1GENR XD=X*D1估計虛擬變量模型：LS Y C X D

3、1 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。按照以上步驟，虛擬變量模型的估計結果如圖1所示。 圖1虛擬變量的回歸系數的檢驗都是顯著的，且模型的擬合優度虛擬變量的回歸系數的檢驗都是顯著的，且模型的擬合優度很高，說明我國城鎮居民低收入家庭與中高收入家庭對彩電很高，說明我國城鎮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。中低收入家庭與高收法和乘法方式引入虛擬變量是合理的。中低收入家庭與高收入家庭各自的需求函數為：入家庭各自的需求函數為： 中低收入家庭

4、： 高收入家庭： iiXY0039. 01622. 0iiiXXY0010. 06316.54)0029. 00039. 0()4694.541622. 0( 由此可見我國城鎮居民家庭現階段電腦消費需求的特點：對于人均年收入在18000元以下的中低收入家庭，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4臺；對于人均年收入在24000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1臺。事實上，現階段我國城鎮居民中低收入家庭的電腦普及率已經很高，但是由于電腦更新換代的速度較快，所以城鎮居民

5、尤其是中低收入階層仍然對電腦有較大的需求。二、隨機調查美國舊金山地區二、隨機調查美國舊金山地區2020個家庭的儲蓄情況，擬建立個家庭的儲蓄情況，擬建立年儲蓄額年儲蓄額Y Y（千美元）對年收入（千美元）對年收入X X（千美元）的回歸模型。（千美元）的回歸模型。Y Y和和X X的數據如下表（表的數據如下表（表2 2）所示。在建立模型時，可以給模型）所示。在建立模型時，可以給模型加入一個定性變量（虛擬變量）加入一個定性變量（虛擬變量）“住房狀況住房狀況”，用，用D D表示。表示。（租房戶）有房戶）0( 1D 表表2 家庭年儲蓄額家庭年儲蓄額Y與收入額與收入額X數據數據YXD1YXD111200110

6、.39021.32401206030.712013118040.816014220150.5110150.412062.4321160.714070.3100171.515183.2401181.616192.8321190.615010070200.6140在在Eviews命令窗口輸入命令窗口輸入LS y c x d1得到如下回歸得到如下回歸結果（圖結果（圖2） 圖2由于D1的回歸系數顯著不為0，說明對住房狀況不同的兩類家庭來說，回歸函數的截距項明顯不同。三、表三、表3給出給出1982年第年第4季度至季度至1988年第年第4季度按季節市場用季度按季節市場用煤銷售量煤銷售量Y（萬噸）的數據（摘

7、自（萬噸）的數據（摘自中國統計年鑒中國統計年鑒1987、1989）。）。表3 全國按季節市場用煤銷售量數據季度YTD1D2D3季度YTD1D2D31982.12599.810001985.33159.1150101982.22647.220011985.44483.2161001982.32912.730101986.12881.8170001982.4408741001986.23308.7180011983.12806.550001986.33437.5190101983.22672.160011986.44946.8201001983.32943.670101987.1320921000

8、1983.44193.481001987.23608.1220011984.13001.990001987.33815.6230101984.32969.5100011987.45332.3241001984.33287.5110101988.13929.8250001984.44270.6121001988.24126.2260011985.13044.1130001988.34015.1270101985.23078.8140011988.44904.228100很明顯，煤銷數量隨季節不同呈現出明顯的周期性變很明顯，煤銷數量隨季節不同呈現出明顯的周期性變化。設定虛擬變量化。設定虛擬變量（其

9、他季度）季度）第04( 11D（其他季度）季度）（第031D2（其他季度）季度）（第021D3設模型為設模型為 iuDDDt321Y32210i 估計結果如下（圖3） 圖3D2、D3的系數不顯著，說明第的系數不顯著，說明第2、3季度可以歸并到基礎類別季度可以歸并到基礎類別第第1季度。于是之考慮加入一個虛擬變量季度。于是之考慮加入一個虛擬變量D1，把季節因素分為，把季節因素分為第第4季度和第季度和第1、2、3季度兩類，得到如下回歸方程（圖季度兩類，得到如下回歸方程（圖4）圖4四、四、改革開放以來，隨著經濟的發展中國城鄉居民的收改革開放以來，隨著經濟的發展中國城鄉居民的收入快速增長，同時城鄉居民的

10、儲蓄存款也迅速增長。入快速增長，同時城鄉居民的儲蓄存款也迅速增長。經濟學界的一種觀點認為，經濟學界的一種觀點認為，2020世紀世紀9090年代以后由于年代以后由于經濟體制、住房、醫療、養老等社會保障體制的變經濟體制、住房、醫療、養老等社會保障體制的變化，使居民的儲蓄行為發生了明顯改變。為了考察化，使居民的儲蓄行為發生了明顯改變。為了考察改革開放以來中國居民的儲蓄存款與收入的關系是改革開放以來中國居民的儲蓄存款與收入的關系是否已發生變化，以城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余否已發生變化，以城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余額代表居民儲蓄（額代表居民儲蓄（Y Y），以國民總收入），以國民總收入GNIGNI代表

11、城鄉代表城鄉居民收入，分析居民收入對儲蓄存款影響的數量關居民收入，分析居民收入對儲蓄存款影響的數量關系。系。表4 國民總收入與居民儲蓄存款 單位：億元年 份國民總收入（GNI）城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余額（Y）城鄉居民人民幣儲蓄存款增加額（YY）年 份國民總收入（GNI）城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余額 （Y）城鄉居民人民幣儲蓄存款增加額（YY）197819783624.1 210.6NA1991199121662.5 9241.62121.800197919794038.2 281.070.41992199226651.9 11759.42517.800198019804517.8 399.

12、5118.51993199334560.5 15203.53444.100198119814860.3 532.7124.21994199446670.0 21518.86315.300198219825301.8 675.4151.71995199557494.9 29662.38143.500198319835957.4 892.5217.11996199666850.5 38520.88858.500198419847206.7 1214.7322.21997199773142.7 46279.87759.000198519858989.1 1622.6407.9199819987696

13、7.2 53407.57615.4001986198610201.4 2237.6615.01999199980579.4 59621.86253.0001987198711954.5 3073.3835.72000200088254.0 64332.44976.7001988198814922.3 3801.5728.22001200195727.9 73762.49457.6001989198916917.8 5146.9 1374.220022002103935.3 86910.613233.201990199018598.4 7119.81923.420032003116603.2 1

14、03617.716631.90為了研究為了研究19782003年期間城鄉居民儲蓄存款隨收年期間城鄉居民儲蓄存款隨收入的變化規律是否有變化入的變化規律是否有變化,考證城鄉居民儲蓄存款、考證城鄉居民儲蓄存款、國民總收入隨時間的變化情況，如圖國民總收入隨時間的變化情況，如圖5所示：所示：圖5從圖5中，尚無法得到居民的儲蓄行為發生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲蓄的增量（YY），并作時序圖（見圖6 ） 圖6從居民儲蓄增量圖可以看出，城鄉居民的儲蓄行為從居民儲蓄增量圖可以看出，城鄉居民的儲蓄行為表現出了明顯的階段特征：在表現出了明顯的階段特征：在1996年和年和2000年有兩年有兩個明顯的轉折點。再從城鄉

15、居民儲蓄存款增量與國個明顯的轉折點。再從城鄉居民儲蓄存款增量與國民總收入之間關系的散布圖看（見圖民總收入之間關系的散布圖看（見圖7），也呈現），也呈現出了相同的階段性特征。出了相同的階段性特征。 圖7 為了分析居民儲蓄行為在1996年前后和2000年前后三個階段的數量關系，引入虛擬變量D1和D2。D1和D2的選擇，是以1996、2000年兩個轉折點作為依據，1996年的GNI為66850.50億元,2000年的GNI為國為民88254.00億元,并設定了如下以加法和乘法兩種方式同時引入虛擬變量的的模型：12314266850.5088254.00tttttttYY = +GNIGNID + G

16、NIDu11199601996ttDt年以后 年及以前21200002000ttDt年以后 年及以前其中： 對上式進行回歸后，有：由于各個系數的由于各個系數的t檢驗均大于檢驗均大于2，表明各解釋變量，表明各解釋變量的系數顯著地不等于的系數顯著地不等于0，居民人民幣儲蓄存款年增，居民人民幣儲蓄存款年增加額的回歸模型分別為：加額的回歸模型分別為：1t2t3t = -830.4045 + 0.1445+1996 = 18649.8312- 0.1469+19962000 =- 30790.0596 + 0.4133+2000ttttttt YYGNItYY YYGNIt YYGNIt這表明三個時期居民儲蓄增加額的回歸方程在統這