PAGEPAGE11……………裝訂線……………裝訂線…………………考試失敗尚有機會，考試舞弊前功盡棄。上海財經大學《金融計量學》課程考試卷（D）閉卷課程代碼100098課程序號03752016——2017學年第一學期姓名學號班級題號一二三四五六七八總分得分得分一、名詞解釋(每小題5分，共計10分)最小二乘法（OLS）異方差性（Heteroskedasticity）得分二、計量和分析(每小題15分，共計60分)1．數據文件shareprice.csv是上海證券交易所的A股指數和B股指數，利用這些數據對兩市的股指關系進行研究。（1）對文件內變量作描述性統計分析并簡單解釋結果。解釋偏度和峰度和JB統計量正態性偏度為正右偏為負左偏峰度大于3peakatmeanfattertails小于3均值矮thinnertailsTheskewnessispositive,sothedistributionisrightskewness.Kurtosisislessthan3,sothedistributionisn’tpeakatmeanandhasthinnertails.Becausetheprobabilityislessthan0.05,sowerejectH0at5%significancelevel,whichmeanthedistributionisnotnormal.Theskewnessispositive,sothedistributionisrightskewness.Kurtosisislessthan3,sothedistributionisn’tpeakatmeanandhasthinnertails.Becausetheprobabilityislessthan0.05,sowerejectH0at5%significancelevel,whichmeanthedistributionisnotnormal.（2）對SHB（上海B股指數）和SHA（上海A股指數）兩組數據，以SHA為自變量SHB為因變量建模并解釋結果。檢驗Shb和Sha是否是平穩的（Unitroottest）結論是兩個變量同階單整，都為1階平穩QuickEstimateequationShbcShaProcess,Makeresidualseries，unitroottest,level得到在5%顯著性水平上，殘差項平穩，所以兩個變量協整于是OLS模型可以建立，得ShbcSha,VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C34.033762.75582512.349750.0000SHA0.0591860.00066389.233990.0000R-squared0.985397Meandependentvar275.6019AdjustedR-squared0.985274S.D.dependentvar46.55773S.E.ofregression5.649899Akaikeinfocriterion6.317678Sumsquaredresid3766.720Schwarzcriterion6.364137Loglikelihood-377.0607F-statistic7962.704Durbin-Watsonstat0.343776Prob(F-statistic)0.000000SHB=34.03376311+0.05918556769*SHA（3）可能的話再做Granger因果檢驗并進一步解釋結果。建議最大滯后五階。由2知，兩序列協整，可以進行格蘭杰因果檢驗將sha,shbopenasgroup,view,GrangerCausalityPairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/10Time:13:57Sample:1120Lags:1NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySHAdoesnotGrangerCauseSHB1196.622410.01133SHBdoesnotGrangerCauseSHA2.120380.14805B股不是A股的格蘭杰原因A股是B股的格蘭杰原因PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/10Time:13:59Sample:1120Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySHAdoesnotGrangerCauseSHB1183.810020.02505SHBdoesnotGrangerCauseSHA1.465400.23534B股不是A股的格蘭杰原因A股是B股的格蘭杰原因PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/10Time:14:00Sample:1120Lags:3NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySHAdoesnotGrangerCauseSHB1172.523530.06142SHBdoesnotGrangerCauseSHA1.232310.30150兩者沒有關系PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/10Time:14:01Sample:1120Lags:4NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySHAdoesnotGrangerCauseSHB1162.934800.02398SHBdoesnotGrangerCauseSHA2.039840.09395A股是B股的格蘭杰原因B股在10%的顯著性水平上，是A股的格蘭杰原因。PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/05/10Time:14:02Sample:1120Lags:5NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySHAdoesnotGrangerCauseSHB1153.167050.01058SHBdoesnotGrangerCauseSHA2.801060.02051兩者有雙向關系（請寫出必要的操作步驟）2．20世紀90年代前的中國仍然處于賣方市場，雖然居民收入水平增幅較大，但商品供給有限，而且當時的利息率較高，因而居民收入更加傾向于儲蓄增值而不是立即消費。.隨著國有企業體制改革的推進和大量非國有企業的興起并日益壯大，商品市場日益繁榮。商品品種更加豐富，使得居民收入用于消費的部分增加。利用data.xls中的有關數據建立居民的收入—消費模型：，其中cs=當年居民消費額/當年居民消費價格指數；inc=（1-宏觀稅率）*當年GDP//當年居民消費價格指數；宏觀稅率=當年稅收總額/當年GDP。（1）估計模型的系數，并解釋模型的經濟含義。VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C414.8853116.22793.5695860.0016INC0.5138590.01031449.823460.0000R-squared0.990820Meandependentvar5448.319AdjustedR-squared0.990421S.D.dependentvar2935.900S.E.ofregression287.3494Akaikeinfocriterion14.23589Sumsquaredresid1899103.Schwarzcriterion14.33340Loglikelihood-175.9487F-statistic2482.377Durbin-Watsonstat0.369289Prob(F-statistic)0.000000CS=414.8853448+0.513859211*INC經濟含義是收入每增加1人民幣，消費將增加0.51人民幣（2）檢驗以上模型在1994年是否發生了結構性變化，具體是什么樣的變化？周氏檢驗是對回歸進行檢驗ChowBreakpointTest:1994F-statistic7.946647Probability0.002694Loglikelihoodratio14.08768Probability0.000873Rejectnullhypothesisonthe1%confidencelevelwhichmeansthatithasstructurebreakpointin1994.為了檢驗結構性變化的具體調整，引入虛擬變量dum,generateseriesdum=0,并將1994年后的數據改為1建立回歸，cscincdumdum*incVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C435.0312161.18812.6989040.0134INC0.5176380.02501720.691770.0000DUM-1859.922499.4870-3.7236660.0013DUM*INC0.1031800.0377762.7313690.0125R-squared0.994775Meandependentvar5448.319AdjustedR-squared0.994028S.D.dependentvar2935.900S.E.ofregression226.8823Akaikeinfocriterion13.83239Sumsquaredresid1080987.Schwarzcriterion14.02741Loglikelihood-168.9048F-statistic1332.588Durbin-Watsonstat0.721756Prob(F-statistic)0.000000CS=435.0311741+0.5176376223*INC-1859.922442*DUM+0.1031797352*(DUM*INC)要判斷dum和dum*inc的系數是否為0如果不為0則說明有變化只有要一個是顯著的就說是breakpoint加法直接把dum加到后面檢驗截距乘法檢驗斜率于是我們發現斜率增加了0.1，而截距減少了1860，這可以說明人們的消費傾向增加了。（請寫出必要的操作步驟）3．為了研究貨幣供應量和利率的變動對經濟波動的長期影響和短期影響及其貢獻度，mp.xls中的我國1995年1季度～2007年4季度的季度數據建立VAR模型。其中gdp為經過季節調整的實際GDP，m1為經過季節調整的實際M1，rr為實際利率。（提示，對gdp和m1數據先進行對數化，再對3個序列進行必要的檢驗）（1）建立gdp，m1和rr的VAR(2)模型，寫出這一模型的三個方程，三個方程的擬合優度各是多少？VAR建立之前要進行平穩性檢驗季節unitroottest用2階都不平穩要進行差分dlggdpdlgm1drr，如果差分還不平穩就再差分，直到平穩為止只有平穩了才可以OPENasVAR!!!看趨勢和截距，dlggdp為有趨勢和截距，dlgm1和drr都是只有截距，水平2階平穩OpenasVAR,12，得，DLGGDP=0.8844209532*DLGGDP(-1)-0.14758125*DLGGDP(-2)+0.01655777369*DLGM1(-1)-0.0797026685*DLGM1(-2)-0.0004513196618*DRR(-1)+1.493393502e-05*DRR(-2)+0.008854969119DLGM1=-0.7555437947*DLGGDP(-1)+0.2713103819*DLGGDP(-2)+1.159965246*DLGM1(-1)-0.6851851794*DLGM1(-2)-0.0007865901661*DRR(-1)-0.001661431906*DRR(-2)+0.03044628318DRR=-66.85890473*DLGGDP(-1)+75.14757997*DLGGDP(-2)+30.12764628*DLGM1(-1)-37.96266629*DLGM1(-2)+0.3244364347*DRR(-1)+0.03023978828*DRR(-2)+0.03695349548其中，DLGGDPDLGM1DRRAdj.R-squared0.6330540.7583840.230381相對來說，DRR的擬合優度較差（2）根據AIC準則，獲得VAR模型的最優滯后階數（最多滯后8階）12345678AIC-12.3002-13.0804-13.1743-13.2527-13.4471-13.6141-13.7953-13.8794選最小的，8階為最優滯后階數（3）利用（2）中獲得的模型，進行脈沖響應分析，給出m1發生一個標準差沖擊后三個序列的響應圖（響應順序為m1rrgdp）第一個為給誰沖擊第三個為響應順序注意，響應順序為m1,rr,gdp，那openasvar的時候也按這個順序來,這樣響應順序就不用調整了，才可能正確openasvarlaginterval18ViewImpulse-VarDecomposition,Innovationsto:dlgm1（給誰沖擊）Periods的數目會給出（請寫出必要的操作步驟）4．數據文件sales.xls是鋼鐵行業及其主要的下游行業的銷售收入數據（已經過了季節處理），研究這5個變量是否存在長期均衡關系：（1）對5個序列進行ADF平穩性檢驗；結果能夠滿足Johansen協整檢驗嗎？ViewUnitRootTest,經檢驗全為1階單整，所以可以滿足Johansen協整檢驗。（2）（1）的結果如果滿足請進行Johansen檢驗（建議滯后階數2階）；是否存在協整檢驗關系？OpenasgroupViewCointegrationtestLaginterval12,Likelihood5Percent1PercentHypothesizedEigenvalueRatioCriticalValueCriticalValueNo.ofCE(s)0.675404110.273168.5276.07None**0.54929259.6402747.2154.46Atmost1**0.26449923.7781829.6835.65Atmost20.1957769.95401315.4120.04Atmost30.0033180.1495473.766.65Atmost4從表中可知，存