多元線性回歸模型的變量選擇與參數(shù)估計(jì)

統(tǒng)計(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告單（實(shí)驗(yàn)二）姓名班級(jí)學(xué)號(hào)實(shí)驗(yàn)E322地點(diǎn)指導(dǎo)老師實(shí)驗(yàn)時(shí)間101月年4日?qǐng)?bào)告上2010年交時(shí)間11月3日實(shí)驗(yàn)名稱多元線性回歸模型的變量選擇與參數(shù)估計(jì)實(shí)驗(yàn)?zāi)康囊笫煜ざ嘣€性回歸模型中的解釋變量的引入掌握對(duì)計(jì)算結(jié)果的統(tǒng)計(jì)分析與經(jīng)濟(jì)分析實(shí)驗(yàn)內(nèi)容為研究美國人對(duì)子雞的消費(fèi)量，提供I960——1982年的數(shù)據(jù)。其中：Y—每人的子雞消費(fèi)量，磅X—每人實(shí)際可支配收入，美元2X子雞每磅實(shí)際零售價(jià)格，美分3X--豬肉每磅實(shí)際零售價(jià)格，美分4X—牛肉每磅實(shí)際零售價(jià)格，美分5X子雞替代品每磅綜合實(shí)際價(jià)格，美分。X是豬肉和牛6肉每磅實(shí)際零售價(jià)格的加權(quán)平均，其權(quán)數(shù)是在豬肉和牛肉的總消費(fèi)量中兩者各占的相對(duì)消費(fèi)量。假定模型為線性回歸模型，估計(jì)此模型的參數(shù)。對(duì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋。實(shí)驗(yàn)步驟1、啟動(dòng)Eviews3.12、建立新工作文檔，輸入時(shí)間范圍數(shù)據(jù)I960——19823、設(shè)模型為Yi=P1+02X2+P3X3+04X4+05X5+06X6+Pi4、單擊file—import調(diào)入數(shù)據(jù)5、主頁上單擊quick—EstimateEquation,輸入ycx2x3x4x5x6，單擊OK,出現(xiàn)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/29/10Time:22:56Sample:19601982Includedobservations:23

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C38.596914.2144889.1581500.0000X20.0048890.0049620.9853700.3383X3-0.6518880.174400-3.7378890.0016X40.2432420.0895442.7164430.0147X50.1043180.0706441.4766740.1580X6-0.0711100.098381-0.7228050.4796R-squared0.944292Meandependentvar39.66957AdjustedR-squared0.927908S.D.dependentvar7.372950S.E.ofregression1.979635Akaikeinfocriterion4.423160Sumsquaredresid66.62224Schwarzcriterion4.719376Loglikelihood-44.86634F-statistic57.63303Durbin-Watsonstat1.100559Prob（F-statistic）0.0000006、將上述回歸結(jié)果整理如下：Y=38.59691+0.004889X-0.651888X+0.243242X+0.104318Xi2345-0.071110X6（9.158150）（0.985370）（-3.737889）（2.716443）（1.476674）（-0.722805）R2=0.944292修正后R2=0.927908F=57.63303

實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析從回歸結(jié)果看，從估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型的擬合較好?？山^系數(shù)R2和修正后R2都大于0.9,說明模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合程度非常好。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：對(duì)于02,t統(tǒng)計(jì)量為0.985370。給定a-0.05，查t分布表，在自由度為n-6-17下，的臨界值Sms（17）-2.110,因?yàn)閠，<t0.025（17），所以接受H。：02=0,表明每人實(shí)際可支配收入可能是影響每人的子雞消費(fèi)量的因素。同理0506的七統(tǒng)計(jì)量也小于to025（17），所560.025以，牛肉每磅實(shí)際零售價(jià)格和子雞替代品每磅綜合實(shí)際價(jià)格也有可能是每人的子雞消費(fèi)量的影響因素。對(duì)于0304,t統(tǒng)計(jì)量分別為-3.737889和2.716443。給定a-0.05,查t分布表，在自由度為n-6-17下，的臨界值t0.025（17）-2.110,因?yàn)閠>t0025（17），所以拒絕H0：03-0，拒絕H0：04-0。故在5%的顯著水平下，00的值顯著不為零這表明子雞每磅實(shí)際零售價(jià)格和豬肉每34磅實(shí)際零售價(jià)格是每人的子雞消費(fèi)量的主要影響因素。F統(tǒng)計(jì)量為57.63303。給定a-0.05,查F分布表，F(xiàn)（5,17）-2.81,0.05F>F（5,17）,則拒絕原假設(shè)H0。說明回歸方程顯著。線性模型成立。0.05盡管從經(jīng)濟(jì)意義上看每人的子雞消費(fèi)量可能受每人實(shí)際可支配收入，牛肉每磅實(shí)際零售價(jià)格，子雞替代品每磅綜合