計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告匯總(共35頁)

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告學(xué)院： 國際學(xué)院專業(yè)班級(jí)：10級(jí)國貿(mào)2班學(xué)號(hào)： 指導(dǎo)老師：譚暢老師 實(shí)驗(yàn)一普通最小二乘法作一元線性回歸實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆找辉€性回歸模型的估計(jì)方法。實(shí)驗(yàn)要求：選擇方程進(jìn)行一元線性回歸。實(shí)驗(yàn)原理：普通最小二乘法（OLS）實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)：東莞市經(jīng)濟(jì)部分?jǐn)?shù)據(jù)、廣東省宏觀經(jīng)濟(jì)部分?jǐn)?shù)據(jù)。1. 把EXB作為應(yīng)變量，REV作為解釋變量。得到估計(jì)方程：EXB 0. * REV-2457.310 2. 把SLC作為應(yīng)變量，GDP作為解釋變量。得到估計(jì)方程：SLC 0. * GDP-2411.361 3、把LB作為應(yīng)變量，GDP1作為解釋變量。 得到估計(jì)方程：LB=44.0866

2、5+0.*GDP14、把ZJ作為應(yīng)變量，GDP1作為解釋變量。 得到估計(jì)方程：ZJ=0.*GDP1-37.55016 5、 把SE作為應(yīng)變量，GDP1作為解釋變量。得到估計(jì)方程：SE=0.*GDP1-25.69191 6、把YY作為應(yīng)變量，GDP1作為解釋變量。 由于常數(shù)項(xiàng)沒有通過檢驗(yàn)，所以去掉常數(shù)項(xiàng)重新檢驗(yàn)。 得到估計(jì)方程：YY 0. * GDP1 7、 把CS作為應(yīng)變量，SE作為解釋變量。 得到估計(jì)方程：CS=31.03074+0.*SE 8、 把CZ作為應(yīng)變量，CS作為解釋變量。 得到估計(jì)方程：CZ=1.*CS-26.30586 實(shí)驗(yàn)二一元線性回歸模型的檢驗(yàn)和結(jié)果報(bào)告實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆找辉€

3、性回歸模型的檢驗(yàn)方法。實(shí)驗(yàn)要求：進(jìn)行經(jīng)濟(jì)、擬合優(yōu)度、參數(shù)顯著性和方程顯著性等檢驗(yàn)。（給定顯著性水平為0.5）實(shí)驗(yàn)原理：擬合優(yōu)度的判定系數(shù)R2 檢驗(yàn)和參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)等。1、EXB 0. * REV-2457.310 0. 680.5738 64.49707 -3. R2 = 0. SE = 2234.939 財(cái)政支出EXB對(duì)財(cái)政收入REV的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(16)=2.12，|t|>t(16)，說明解釋變量財(cái)政收入REV在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。2、SLC 0. * GDP-2411.

4、361 0. 3076.237 106.7267 -0.R2 = 0. SE = 9449.149 社會(huì)消費(fèi)凈零售額SLC對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(16)=2.12，|t|>t(16)，說明解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。3、LB = 44.08665+0.*GDP1 17.09782 0. 2. 111.4403R2 = 0. SE = 58.69617 勞動(dòng)報(bào)酬LB對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值GDP1的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。

5、R2為0. ，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.086，|t|>t(20)，說明解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。4、ZJ=0.*GDP1-37.55016 0. 11.13334 54.79393 -3.R2 = 0. SE = 38.22033 折舊ZJ對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值GDP1的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.086，|t|>t(20)，說明解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。5、SE=0.*GDP1-25.6

6、9191 0. 7. 77.40060 -3.R2 = 0. SE = 26.61911 生產(chǎn)稅SE對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值GDP1的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.086，|t|>t(20)，說明解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。6、YY 0. * GDP1 0. 34.58786 R2 = 0. SE = 90.65841 盈余YY對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值GDP1的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.08

7、6，|t|>t(20)，說明解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。7、CS = 31.03074+0.*SE 9. 0. 3. 29.93042R2 = 0. SE = 33.25218 財(cái)政收入CS對(duì)生產(chǎn)稅SE的回歸系數(shù)為0.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.086，|t|>t(20)，說明解釋變量生產(chǎn)稅SE在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。8、CZ = 1.*CS-26.30586 0. 9. 43.81345 -2. R2 = 0. SE = 29.91594

8、財(cái)政支出CZ對(duì)財(cái)政收入CS的回歸系數(shù)為1.，無論從參數(shù)的符合和大小來說都符合經(jīng)濟(jì)理論。R2為0.，接近于1，因此擬合優(yōu)度好。t(20)=2.086，|t|>t(20)，說明解釋變量財(cái)政收入CS在95%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)三多元線性回歸模型的估計(jì)和檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆斩嘣€性回歸模型的估計(jì)和檢驗(yàn)方法。實(shí)驗(yàn)要求：選擇方程進(jìn)行多元線性回歸。實(shí)驗(yàn)原理：普通最小二乘法（OLS）。實(shí)驗(yàn)步驟：基于實(shí)驗(yàn)一的數(shù)據(jù)和工作文件1、把GDP2作為應(yīng)變量，NKF2和LT2作為兩個(gè)解釋變量分別進(jìn)行一元線性回歸分析。 得到估計(jì)方程：GDP2=55714.24+0.*NKF2得到估計(jì)方程：GDP2

9、=-.1+2.*LT2把GDP2作為應(yīng)變量，NKF2和LT2作為兩個(gè)解釋變量進(jìn)行二元線性回歸分析。得到估計(jì)方程：GDP2=-25143.33 + 0. * NKF2 + 0. * LT2估計(jì)方程的判定系數(shù)R2分別接近于1；參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值除常數(shù)項(xiàng)外均大于2；方程顯著性F檢驗(yàn)顯著。調(diào)整的判定系數(shù)為0.，比一元回歸有明顯改善。2、 作LB與GDP1的一元回歸作LB與 GDP1、T的二元回歸 估計(jì)方程的判定系數(shù)R2分別接近于1；參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值除常數(shù)項(xiàng)外均大于2；方程顯著性F檢驗(yàn)顯著。調(diào)整的判定系數(shù)為0.，比一元回歸有明顯改善。所以，得到估計(jì)方程為：LB = 0. * GDP1 + 6. * T

10、3、 作ZJ與GDP1的一元回歸作ZJ與 GDP1、T的二元回歸 估計(jì)方程的判定系數(shù)R2分別接近于1；參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值除常數(shù)項(xiàng)外均大于2；方程顯著性F檢驗(yàn)顯著。調(diào)整的判定系數(shù)為0.，比一元回歸有明顯改善。所以，得到估計(jì)方程為：ZJ = 0. * GDP1 - 6. * T4、 作SE與GDP1的一元回歸SE 與 GDP1、T的二元回歸 估計(jì)方程的判定系數(shù)R2分別接近于1；參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值除常數(shù)項(xiàng)外均大于2；方程顯著性F檢驗(yàn)顯著。調(diào)整的判定系數(shù)為0.，比一元回歸有明顯改善。所以，得到估計(jì)方程為：SE = 0. * GDP1 - 4. * T5、 作YY與GDP1的一元回歸作YY與 GDP1、

11、T的二元回歸 估計(jì)方程的判定系數(shù)R2分別接近于1；參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值除常數(shù)項(xiàng)外均大于2；方程顯著性F檢驗(yàn)顯著。調(diào)整的判定系數(shù)為0.，比一元回歸有明顯改善。所以，得到估計(jì)方程為：YY = 0. GDP1 +4.* T實(shí)驗(yàn)四異方差檢驗(yàn)與消除實(shí)驗(yàn)實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆债惙讲钅Ｐ偷臋z驗(yàn)方法。實(shí)驗(yàn)要求：掌握?qǐng)D形法檢驗(yàn)和Glejser檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)原理：圖形法檢驗(yàn)、Glejser檢驗(yàn)。第一部分異方差的檢驗(yàn)1、作ZJ對(duì)GDP1和T回歸的殘差趨勢圖和殘差散點(diǎn)圖。并從圖上看ZJ對(duì)GDP1和T回歸的殘差是否存在異方差。 從圖上看ZJ對(duì)gdp1、T回歸的殘差存在異方差。2、 做對(duì)ZJ和GDP1回歸的Glejser檢驗(yàn)。（1）

12、對(duì)GDP1回歸的結(jié)果為：（2） 對(duì)GDP12回歸的結(jié)果為：（3） 對(duì)sqr(GDP1)回歸的結(jié)果為：常數(shù)項(xiàng)不顯著，去掉常數(shù)項(xiàng)再進(jìn)行回歸得結(jié)果為：（4） 對(duì)1/GDP1回歸的結(jié)果為：從四個(gè)回歸的結(jié)果看，選擇最后一個(gè)：ABS(RESID)= -4245.151*1/gdp1+25.35114即異方差的形式為：（-4245.151*1/gdp1+25.35114）2第二部分異方差模型的處理1、已知ZJ對(duì)GDP1和T回歸異方差的形式為：把作為權(quán)數(shù)來進(jìn)行加權(quán)最小二乘法。得到回歸結(jié)果為：得到回歸方程：ZJ = 0. * GDP1 - 3. * T它與存在異方差時(shí)的如下估計(jì)方程明顯不同：ZJ = 0. *

13、GDP1 - 6. * T2、 進(jìn)行同方差性變換，然后回歸實(shí)際上就是ZJ/(GDP1(1/2)對(duì)1/(GDP1(1/2)和GDP1/(GDP1(1/2)回歸：觀察期殘差趨勢圖：可以看出還是存在異方差，再改為ZJ/GDP1對(duì)1/GDP1和C回歸觀察期殘差趨勢圖： 顯然，不存在異方差了，其方程為：ZJ/GDP1 = 0. - 7. * (1/gdp1)變換為原方程：ZJ = 0. * GDP1 - 7.實(shí)驗(yàn)五自相關(guān)檢驗(yàn)與消除實(shí)驗(yàn)實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆兆韵嚓P(guān)模型的檢驗(yàn)方法。實(shí)驗(yàn)要求：熟悉圖形法檢驗(yàn)和掌握DW檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)原理：圖形檢驗(yàn)法和DW檢驗(yàn)法。第一部分 自相關(guān)模型的檢驗(yàn)1. 做出EXB對(duì)REV回歸的殘差趨

14、勢圖和殘差散點(diǎn)圖，從圖上看，EXB對(duì)REV回歸的殘差是否存在自相關(guān)？EXB對(duì)REV回歸的殘差趨勢圖和殘差散點(diǎn)圖如下： 2 做出SLC對(duì)GDP回歸的殘差趨勢圖和殘差散點(diǎn)圖，從圖上看，SLC對(duì)GDP回歸的殘差是否存在自相關(guān)？SLC對(duì)GDP回歸的殘差趨勢圖和殘差散點(diǎn)圖如下： 3.EXB作為應(yīng)變量，REV作為解釋變量的回歸結(jié)果, 判斷是否存在自相關(guān).查表n = 18,k=2,dl=1.16,du=1.39 d.w=1.。dl<d.w<du,所以：不能確定相關(guān)關(guān)系4. SLC作為應(yīng)變量，GDP作為解釋變量的回歸結(jié)果, 判斷是否存在自相關(guān)查表n = 18,k=2,dl=1.16,du=1.39

15、 d.w=1.。du<d.w<2,所以：無自相關(guān)5. 用DW檢驗(yàn)，根據(jù)東莞數(shù)據(jù)LOG(REV)對(duì)T和GDP的回歸結(jié)果。判斷它們是否存在自相關(guān)性。查表n = 18, k=3,dl=1.05,du=1.53。d.w=0.。0<d.w<dl,所以：存在正自相關(guān)。第二部分自相關(guān)模型的處理實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆兆韵嚓P(guān)模型的處理方法。實(shí)驗(yàn)要求：理解廣義差分變換和掌握迭代法。實(shí)驗(yàn)原理：廣義差分變換、迭代法和廣義最小二乘（GLS）。1、 LOG(REV)對(duì)T和GDP回歸自相關(guān)的處理DW檢驗(yàn)值也由0.提高到1.，也消除了自相關(guān)。沒有消除和消除了自相關(guān)的回歸方程分別為：log(rev)=8.+8.

16、62E-07*GDP+0.*Tlog(rev)=7.+4.54E-07*GDP+0.+AR(1)=0.實(shí)驗(yàn)六多重共線性實(shí)驗(yàn)第一部分多重共線性模型的檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆斩嘀毓簿€性模型的檢驗(yàn)方法。實(shí)驗(yàn)要求：了解輔助回歸檢驗(yàn)和掌握R2值和t值檢驗(yàn)及解釋變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)原理：R2值和t值檢驗(yàn)、解釋變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)和輔助回歸檢驗(yàn)。1、R2值和t值檢驗(yàn)在多元線性回歸模型的估計(jì)和檢驗(yàn)中，根據(jù)廣東數(shù)據(jù)，建立固定資產(chǎn)投資模型，固定資產(chǎn)投資TZG取決于固定資產(chǎn)折舊ZJ、營業(yè)盈余YY和財(cái)政支出CZ，進(jìn)行三元線性回歸。根據(jù)估計(jì)方程的判定系數(shù)R2，方程顯著性F檢驗(yàn)，參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)，判定是否出現(xiàn)了很嚴(yán)重的多重共線性。從結(jié)果看，判定系數(shù)R2很高，方程很顯著，但三個(gè)參數(shù)t檢驗(yàn)值只有一個(gè)較顯著，顯然，出現(xiàn)了嚴(yán)重的多重共線性。2、解釋變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)根據(jù)廣東數(shù)據(jù)，TZG對(duì)ZJ、YY和CZ的回歸中，利用Wveiws 求解釋變量ZJ、YY和CZ之間的相關(guān)系數(shù)。并據(jù)此判定是否存在多重共線性。根據(jù)廣東數(shù)據(jù)，TZG對(duì)ZJ、YY和CZ的回歸中，解釋變量ZJ、YY和CZ之間的相關(guān)系數(shù)為： ZJ YY CZZJYYCZZJ 1. 0.