計量經(jīng)濟學(xué)eviews實習(xí)報告

1、計量經(jīng)濟學(xué)實驗報告研究問題根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)理論，生產(chǎn)函數(shù)的基本形式為：Y f （t, L,K,）。其中，L、K分別為生產(chǎn)過程中投入的勞動與資金，時間變量t反映技術(shù)進步的影響。表1列出了我國1994-2009年期間國有獨立核算工業(yè)企業(yè)的有關(guān)統(tǒng)計資料；其中產(chǎn)出Y為工業(yè)總產(chǎn)值（可比價），L、K分別為年末職工人數(shù)和固定資產(chǎn)凈值（可比價）表1我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計資料年份時間t工業(yè)總產(chǎn)值職工人數(shù)固定資產(chǎn)Y （億元）L （萬人）K （億元）199412004.82280.512040.79199522122.01156.952090.73199632199.35212.382140.3619974235

2、7.24176.182390.47199852664.9179.412727.4199962937.1299.532821.86200073149.48240.1299037265.153296.91200294348.95191.044255.32003105218.1280.185126.882004116242.2396.196038.042005127407.99724.666909.822006138651.14682.38234.042007149875.95833.39262.820081511444.08925.4310682.582009161339

3、5.23944.9812581.51實驗要求建立我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。實驗步驟、模型篩選(一)建立多元線性回歸方程 回歸結(jié)果如下:ELes - Equation: UHIITLED Wojkiile: 1WTITIEDI_ ile E,dit QbctE Ji ew 匕rncw guick Oti ons 期ind。步匹LpVi zw | Pr tj c m | Clbj 虹t h | Priii七 | Kamw | FmiL | Evlim七 o |Emtni 4工七區(qū)/口:力工 |Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date:

4、 05/10/10 Time: 06:17Sample: 1994 2009Included observations: 16VariableCosfficiBnt3td. Errort-St atisticProb.C-191.009736.332665 400676DOOQ2T9.22630110.702610,062107D.4055L07199730 2013493 5707950.0033K1.0099800.02497440.441690.0000R-squared,999742Mean dependent var54 阻 889Adjusted R-squared0 999677

5、S.D. dependent var3859.889S. E. of regression66.75993Akaike info criterion11.42222Sum squared resid5169242Schwar; criterion11,6163ELog likelihood-87.37773F-ststi&tic15483.57Durbin-Watson stat:1 311277Prob(F-stati5ticj0.000000圖1因此，我國國有獨立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：Y 191.0897 9.22674t 0.71897L 1.00998K (模型 1)t = (-5.4

6、) (0.862) (3.57) (40.44)22R 0.999742 R 0.999677 F 15483.57模型的計算結(jié)果表明，我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)的勞動力邊際產(chǎn)出為 0.71897,資 金的邊際產(chǎn)出為1.00998,技術(shù)進步的影響使工業(yè)總產(chǎn)值平均每年遞增 9.22674億元?；貧w系數(shù)的符號和數(shù)值是較為合理的。R2 0.999742 ,說明模型有很高的擬合優(yōu)度，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的，說明職工人數(shù) L、資金K和時間變量t對工業(yè)總產(chǎn)值的總 影響是顯著的。從圖1看出，解釋變量資金K的t統(tǒng)計量值為40.44,表明資金對企 業(yè)產(chǎn)出的影響是顯著的。但是，模型中時間變量 T的t統(tǒng)計量值都較小，未

7、通過檢 驗。因此，需要對以上三元線性回歸模型做適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，按照統(tǒng)計檢驗程序，一般應(yīng)先剔除t統(tǒng)計量較小的變量（即時間變量）而重新建立模型（二）建立剔除時間變量的二元線性回歸模型回歸結(jié)果如下：Eies - Eauation: UHIIILfiD lorlfile: ITMTITLEDO fils Edi t 2bjsets iErocs Quick Oti ode tindw HeLpVie* Brocs|Frint |Ifgae | Estimate|聲口Dependent Vaiiable: Y Method- Least SquaresDate: 06/11/10 Time: 20:34Sa

8、mple: 1994 2009Included observations: 16VariableCoefficientStd Errort-StatisticPraL.C-175.277830,6341467661700.0001L0.G699E40.1912393.503275 0039K1.02E1370.01634362.7S9360.0000R-squared0.999726Mean dependent var5460.669Adjusted R-squared口 9996845.D. dependent vai3659.909S.E. of regression65,10726Akm

9、ik日 inRi errterion11,35731Sum squared resid55106.42Schwarz critenon11,50217Log likelihood-87.95848F-statistic23692.95Curb in-Wats on stat1345305Prob(F-stati3tic)0.000000圖2因此，我國國有獨立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：Y 176.2778 0.669964L 1.026137K (模型 2)t=(-5.76) (3.5)(62.79)2 2R2 0.999726 R 0.999684 F23692.95（三）建立非線性回歸模型 一一

10、C-D生產(chǎn)函數(shù)C-D生產(chǎn)函數(shù)為：Y AL K e回歸結(jié)果如下:Eiews - (Equation: UMTITLED Torkfile: OTTITLEDJEiL穹 Edit bjectH View %中ce Quick Outions Window tleljPrint | JTmi召 | Fr1白工)艮Mtlma七電心亡三七| EtitM | Rwi占Dependent Variable: LMYMrthod: Least SquaresDate: 05/11/10 Time: 20:43Sample: 1994 2009Included observations: 16VariableC

11、oefficientStd Error t-StatisticPrab.C-0.206220O.Oaa551 -2 362642,331LKJL0.0263160.0211561 3306040.2037LNK1.0087440.021754 4G 37149.0000R&quarad 999017Mean dependent var8.406663Adjusted R-sqjared0.998866S.D. dependent yar0.647210S.E. of regressior,021794Akaike info criterion4.647006Sum squared resid.

12、006175Schwarz criterion-4.50214SLog likelihood40,17606F-etatist ic6607.737Durhin-Watson stat1,355TB1Prob(F-statietic)ooooooo圖3因此，我國國有獨立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：LN Y 0.20622 0.028316LNL 1.008744LNK (模型 3)t= (-2.38)(1.34)(46.37)2 2R2 0.999017 R 0.998866 F 6607.737由模型1、2、3的比較可以看出，最優(yōu)模型為模型 2下面針對模型2進行如下檢驗：二、檢驗多重共線性（一）相

13、關(guān)系數(shù)檢驗Group: tR0HP(J2 orkfile: UFTIILEDYLKY1.0000000 9573650.S99733L0 9573E61.000000D.952731| K0 999733口一 9527311.000003Procs IObje | Sample | Sh干上| Stai七三| pe c |Correlation MslrlxFr eezPri nt ITame圖4解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣由表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)L與G間存在高度相關(guān)性。（二）利用逐步回歸方法處理多重共線性建立基本的一元回歸方程根據(jù)相關(guān)系數(shù)和理論分析，工業(yè)總產(chǎn)值 Y與固定資產(chǎn)凈值K關(guān)聯(lián)程度最大 所以，設(shè)建立

14、的一元回歸方程為：Y K回歸結(jié)果如下:ETiews = Equation: EQ02 Toxfcfile: DVT ITIED ile Edit Qbjects ew 口Ruiclt CiRti。曬 liiwiow JelpYioT |Proes|Objut | Print| Fr電電工11 EstimateStats Rsi蟲Dependert Variable: Y Method: Least SquaresDate 05/75/10 Ume: 09:07Sample: 1994 2008Included obsepations: 16VariableCoefficientStd. Err

15、or t-StatisticProbC-177.001641,14508 4.3018930.0007K1 0806830 OOB671 161.99610.0000R-squared0.9994S7Mean dependent var5468.86SAdjusted P-squared0.999429S.D dependentvar3659.699S.E of regression87,47688Akaike inrfo itrit&riori11,89709Sum squared resid107130.9Schwarz rritarion11.99367Log likelihood-93

16、 17G7EF-st atistic2E24273Durhir-Watson stat1.8249G5Prob(F-statistic)o.oaoooc圖5因此，我國國有獨立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：Y 177.0018 1.080683K（模型 4）t=（-4.3） （161.9961）22R2 0.999467 R 0.999429 F 26242.732模型4與模型2相比，只有F值和t檢驗值有所提圖，但R2和R均有下降。故 仍選擇模型2。三、自相關(guān)性檢驗（一）DWft驗因為n=16, k=2,取顯著性水平0.05時，查表得dL 1.10 ,九 1.37,而dL 1.10 1 1 11 -0.

17、1330.2316.56110.475F_ 11118 0.090 0646.84090.5541 111g a.i9B-0 062B.45520.46911i 10 -0.006-.2186,46670.5841 11 111 -a 157-0 2039.87400.5421，P 1 p 12 a . 142 13011.3260.501圖6模型的偏相關(guān)系數(shù)檢驗從圖6中可以看出，模型2的偏相關(guān)系數(shù)的直方塊未超過虛線部分， 不存在 自相關(guān)。四、檢驗異方差性模型2的估計結(jié)果顯示，固定資產(chǎn)凈值K的增長對工業(yè)總產(chǎn)值Y的增長更有 刺激作用。下面對模型2進行異方差檢驗。可以認為工業(yè)總產(chǎn)值的差別主要來源于

18、固定資產(chǎn)凈值 K的差別，因此，如果 存在異方差性，則可能是K引起的。2模型2的OLS回歸得到的殘差平方項ei與K的散點圖表明（圖7所示），直 線基本水平，所以可能存在同方差或存在單調(diào)遞減型異方差性。WUF03 Torkfile: OTITITLEDWick 也打皿工 Window tJeljGEO-S 山IXIIFath = e：viBB 二圖7異方差性檢驗圖再進行進一步的統(tǒng)計檢驗(一)采用懷特檢驗在方程窗 口 上點擊 ViewResidualTestWMte Heteroskedastcity, 檢驗結(jié) 果如圖8。EViers - EEquation: EQ01 Wnrkfile: TTWT

19、ITLED口碑1電 Edit Qbjacts Yiew Lirocs Qui曲 Dfitions fflindcw tfelpEstiinat噌 fStats Rsi dsYi&g |Fiocs|bjts | Print| FteaeWhite HateroskedaGticity Test:F-statistic0.399933 Probability0.49G540Obs*R-squared3.944984 ProbabilityD.413503圖8 White檢驗結(jié)果其中F值為輔助回歸模型的F統(tǒng)計量值。取顯著水平0.05,由于0.05(2) 5.99 nR2 63.12,所以存在異方差性

20、。實際應(yīng)用中可以直接觀察相伴概率p值的大小，若p值較小，則認為存在異方差性。反之,則認為不存在異方 差性。(二)調(diào)整異方差性1、確定權(quán)數(shù)變量生成：GENR W1=1/ RESID 人22、利用加權(quán)最小二乘法估計模型在Eviews命令窗口中依次鍵入命令:LS(W=W1) Y C L K回歸結(jié)果圖所示：nJ EViews - Equation: EQU3 Vorkfile: CTTirLEDQ ilt Edit ffbj4ctE View roie guide Oitions Jindo* HelpEstimate|Rsidw|Dependent Variable: YMethod: Lesst

21、Squares Dart e: 06/25/10 lime: 09:52Sample: 1994 2009Included observations: 16Weighting series: 1/RESID A2VariableCoefficientSid. Error t-StatistiicProb.C-19Q.B53723,42139 -8.149906.0000L,0051480.1609970.0319730.97501 0798350.010654ML花 82OlOOOOWeighted StatisticsR-squared0.999990Mean dependent var63

22、12.919Adjusted R-equarad0.999988S D dependent var13220.47S.E. of rsgressidft45,42166Akaike info criterion10,63722Sum squared resid26820.65Schwarz criterion10,78208Log likelihood位09773F-statistic636366.9Durbin-Watsoh stat1.922019Proh(Fstatistic)0.000000Unw&ightedStatistics圖9上述結(jié)果顯示，解釋變量 L的t檢驗未能通過，因此考慮剔除變量L。剔除后回歸結(jié)果如下:EViBTB - Equation; EQ04 Torkfile； ENTITLED fils IdiKm 七二m| FwHiA+ISt.t / Resi.li It Objects Yi ew Frees guick 口ptimM Widow Help Prirdj KiimeJ FretrtDeperident Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/25/10 Time: 10:00Sample: 1