实验三多元线性回归模型的估计和检验.docx

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实验三多元线性回归模型的估计和检验

廣東財建大李辜商詩忧

HUASHANGCOLLEGE

GUANGDONGUNIVERSITVOFFINANCE&ECONOMICS

实验报告

课程名称:

计量经济学

实验项目：

实验三多元线性回归模型的

估计和检验

实验类型：

综合性口设计性口验证性

专业班别：

姓名:

学号:

实验课室:

指导教师：

石立

实验日期：

2014年5月12日

广东商学院华商学院教务处制

、实验项目训练方案

小组合作：

是□否小组成员：

无

实验目的：

掌握多元线性回归模型估计和检验的方法。

实验场地及仪器、设备和材料

实验室：

普通配置的计算机，Eviews软件及常用办公软件

实验训练内容（包括实验原理和操作步骤）：

【实验步骤】

（一）国内生产总值的增长模型：

分析广东省国内生产总值的增长，根据广东数据（数据见“表：

广东省宏观经济数据-第三章.Xis”文件，各变量的表示按照试验指导课本上的来表示）选择不变价GDP（GDPB）、不变价资本存量（ZC）和从业人员（RY），把GDPB作为因变量，ZC和RY作为两个解释变量进行二元线性回归分析。

要求：

按照试验指导课本Ro。

~Ro2，分别作：

1•作散点图（GDPB同ZC，GDPB同RY）（结果控制在本页）

BTDG

2•进行因果关系检验（GDPB同ZC,GDPB同RY）（结果控制在本页）

PairwiseGrangerCausalityTests

Date:

05/12/14Time:

12:

10

Sample:

19782005

Lags:

2

NullHypothesis:

Obs

F-Statistic

Prob.

ZCdoesnotGrangerCauseGDPB

26

3.84939

0.0376

GDPBdoesnotGrangerCauseZC

19.0748

2.E-05

PairwiseGrangerCausalityTests

Date:

05/12/14Time:

12:

10

Sample:

19782005

Lags:

3

NullHypothesis:

Obs

F-Statistic

Prob.

RYdoesnotGrangerCauseGDPB

25

2.88744

0.0641

GDPBdoesnotGrangerCauseRY

3.46309

0.0382

从因果关系检验看，ZC明显影响GDPB,RY不明显，这是可以理解的，计划经济时期存在着隐性失业，使得劳动力的变化对产出的影响不明显。

3•作GDPB同ZC和RY的多元线性回归，写出模型估计的结果，并分析模型检验是均否通过？

（三个检验）（结果控制在本页）

DependentVariable:

GDPBMethod'LMstSquar&RDate：

05/1214Time：

12:

13Sampler19732005Includedobservations:

28

coemcient

sto.Errort-statisn：

ProD,

20

0.377170

O.OO035S4E.1426S

o.aooo

RY

0.353669

00427576.272026

0.0000

C

-3005997

1137322-7D362Q

aoooo

R-squared

0.999152

Meandependentvar

1754.112

AdjustedR-squar&d

o.gggoes

SDdependentvar

1663.912

S.E.ofregression

5094570

Akaiinfocriterion

10.S0035

SijitihQuartdmbld

64&6&.C1

Scnwarzcriterion

10.94309

LogIkeiihood

-148.2050

Hannan-Qunncrit^r.

10.S4399

F-£t»£bc

1473&.32

Durbin-Watsonstat

0.443S92

ProbiF-statistic）

0.000000

得到的估计方程

GDPB=0.377170*ZC+0.353689*RY-800.59974.将建立的二元回归模型（GDPB同ZC和RY）同一元回归模型（GDPB同ZC、GDPB同RY）相比较，分析优点。

（结果控制在本页）

Dependentvanable:

GDPBMethod:

LeastSquaresDate:

05/12/14Time1216Sampie.19702005InducedoDsen/aiions.26

Coefficient

StdEftort-Statistic

Prol）.

ZC

□442898

0004896904^000

ooooo

c

133,9721

25.57Q545.23931+

Q.COQO

R-squared

0.99&833

Meandependent/ar

175+112

AdiustedR-sqjared

0.995711

S.D.dep&ndentvar

1683,912

S.Eofnegression

9657302

Akaikeinfocriteriar

1204722

Sumsquaredresid

2424S5.0

Schwarz匚riterion

1214238

Loglikelihood

-16&.5611

Hannan-Quinncriter

12.07532

F-statisiic

3183011

Durbin-Watsonstat

0.1€7556

Frot>（F-statistic）

0OOOOOO

DependentVariable:

GDPE

Method:

LeastSquares

Data:

45/12/14Time;12;26

Sample:

19792005

Includedobservations：

28

CaefHcient

Std.Errort-Statistic

F?

Y

2.189317

01177351359528

0.0000

C

-5519.137

400.4253-1378319

0.0000

R-squared

0.930067

Meandependentvar

1754.112

ZdjuskdR-sauar&d

0-927377

S.D.dependentvar

1683.912

SEofregression

^5379C7

Akaikeinfocrii&rion

1514190

Sumsquaredr&sid

&354077.

Schwarzcriterion

15.23706

Loglikelihood

-209.9566

Hannan-Quinncriter.

15.17099

F-statistic

2457844

Durbin-t.alsanstat

0076643

Prob{F-sfetistic）

0.000000

5.

（结果控制在本页）方程显著性F检验显著。

结合相关的经济理论，分析估计的二元回归模型的经济意义估计方程的判定系数人R2接近1;参数显著性t检验均大于2；调整的判定系数为0.99085,比上面的一元回归有明显改善。

（二）宏观经济模型：

根据广东数据，研究广东省居民消费行为、固定资产投资行为、货物和服务净出口行为和存货行为，分别建立居民消费模型、固定资产投资模型、货物和服务净出口模型和存货增加模型。

要求：

按照试验指导课本Ro5~Rl2，分别作出以下模型，并对需要改进的模型进行改进。

写出最终估计的模型结果，并结合相关的经济理论，分析模型的经济意义。

（数据见“表：

广东省宏观经济数据-第三章.XlS”文件，各变量的表示按照试验指导课本上的来表示。

）

1•居民消费模型（结果控制在本页）根据经济理论居民消费XFJ取决于劳动报酬LB，看散点图和因果关系检验。

10,000_

8,000_

6,000.

4,000

2,000

0

02,0004,0006,0008,00010,000

LB

PairwiseGrangerCausalityTests

Date:

05/12/14Time:

12:

34

Sample:

19782005

Lags:

2

NullHypothesis:

Obs

F-Statistic

Prob.

LBdoesnotGrangerCauseXFJ

26

7.19010

0.0042

XFJdoesnotGrangerCauseLB

5.45516

0.0124

从散点图看它们之间具有线性关系，从因果关系检验看它们之间似乎具有双向因果关系。

宏观经济中确实如此。

进行一元线性回归如下：

DependentVariable:

XFJFJ&ttiaaLeastSquaresDate:

05/12/14Time:

12:

35Sample：

19762005Includedobservations:

28

Coefficient

StdErrort-Statistic

Prob.

LB

C

0S96702-7599&62

00169165833010

59.59073-1.266906

0.0000

0.2166

R-SQuaredAdjustedR-squaredS.E.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihood

F-statisticFrob'F-statistic

O.3M415

0.99212522769091347921.

-190.6765

3402.401

0.0&QQQ&

LleandependentvarSO.dependentvarAkaikeinfocriterion

SchwarzcriterionHannan-QuinncriterCurtir-Watsonstat

2362277

2565.7251376260

13.85776

13.79169

0.701573

得到回归方程

XFJ=0.986702*LB-75.99662

2•固定资产投资模型（结果控制在本页）

固定资产投资TZC显然取决于固定资产折旧ZJ、营业盈余丫丫和财政支出CZ,进行三元线性回归如下：

DependentVariable:

TZGllethcd:

Least

Date:

05/12/14Time:

12:

45

Sample:

19702005

Indudedobservattons:

2&

Coefficient

StdErrort-Statistic

Prob.

ZJ

1.111864

C2431524572715

0.0001

YY

0.431652

00525668212352

0.0000

CZ

0.143210

0.4053080353338

0.7269

C

3127625

27825171124027

0.2721

R-squared

0.997573

Meandep&ndentvar

1028.997

AdjustedR-squared

0.997270

S.Ddependent阳『

20C3852

S.E.ofregressIon

104.7010

Akaifceinfocriterion

12.2716&

Sumsquaredr&sid

263095,1

Schwarecriterion

1246197

Loglikelihood

-1676032

Hmnn日n-Ouinncriter.

1232984

F-stalistic

3288646

Durbin-Watsonstat

1.29B515

ProbtF-statistic）

O.OOOOCO

分别去掉一个解释变量进行三个二元线性回归如下:

DependentVariable:

TZG

l.lethod:

LeastSquares

Date:

05/12714Time:

12:

47

Sample:

19702005

Includedobservations:

23

Coefficient

Std.Error（-Statistic

Prob.

ZJ

1.191070

00969931370091

0GOOD

YY

0.430422

00481299109365

0ODOD

C

3165613

26520921.269041

0.2161

R-squared

C997561

Meandeperdent>ar

152B.997

AdjustedR-squared

C997366

S.D.dependentvar

2003.S62

S.Eofregression

102.8521

AkaiKeinfocriterion

1Z20542

Sumsquaredresid

204463.7

Schwarzcriterion

1234315

Lagliksliriood

-167.S758

Hannar-Qiiinneriter

12.249Q5

F-statistic

5111352

Durbin-Wats-onstat

1.370345

Prob（F-slatiStic）

O.OOCDOO

DependentVariable:

TZGMethod:

LeastSquaresDate：

05d2V14Time:

12:

45

Sample157S2005

Iriciudedobservations:

23

Coefficient

Std.Error（-Statistic

Pros.

ZJ

1098578

04650212.362428

0.0262

cz

1349301

07224791.867B01

00736

c

-4561394

50.11203-0.910253

02714

R-squared

0990754

Meandependentvar

1&239S7

AdjusieiJR-squar^d

0.9&0t）14

S.D.depend&ntvar

2003.052

S.E.orregression

2002421

AKaiKeinfocriterion

13.53783

□urnsquaredresid

1002422.

Sdiwarzcriterion

13.68062

Logli^liliood

-18&.5304

Hannan-Quinncriter.

1358152

F-statistc

1339431

DurbinV/alsonstat

0436795

Prob（F-statistkc）

0.000000

DependentVariable:

TZGMethod:

LeastSquaresDate05/12KUTime-i2：

ag

Sample:

19782005Includedobservations:

23

Coefficient

SidError1-Statlstlc

ProD

YY

0.+300S3

C.0704536.104709

0.0000

CZ

1.869278

01970469446135

ocooo

C

20.918S3

37170150.562789

05786

R-squared

0.995459

Meandependentvar

1628.997

AdjustedR-squared

0.995056

SO.dependentvar

2003.852

S.E.ofregression

140.3301

Afcaifceinfocriterion

1262683

Sumsquaredresid

492313.8

5chwarzcriterion

1296957

LogliKelihocd

-176.S750

Hannari-Quinncriter.

12.S7047

F-stalistic

2740.2S5

Durbin-Watsonstat

0.751924

Prot>（F-siatistic）

O.OOODOD

从上面三个回归结果可以看出，只要固定资产折旧ZJ和财政支出CZ其中一个不在方

程中，回归就能得到很好的拟合。

现在暂且去最后一个回归方程来使用，方程为

TZG=0.430093*YY+1.869278*CZ+20.91893

3•货物和服务净流出模型（结果控制在本页）

先考虑影响货物和服务净流出CK的因素为支出法的国内生产总值GDP，看散点图和因果关系检验。

2.500

2,000「

1.500_..

*

■

*

C1,000一

*•

500「°

a**

0〜八•“

-500

05,00010,00015,00020,000

GDP

25,000

PairwiseGrangerCausalityT^sts

Dat&:

05/12/14Time:

13:

00

Sample:

1S782006

Lags:

2

NullH/pothesis-

Obs

F-statistic

Prob.

CKdoesnotGrangerCauseGDP

26

10.2563

0.0008

GDPfloesnotGrangerCauE&CK

7.44017

0D036

从散点图和因果关系检验看它们具有关系，进行一元线性回归如下:

DependsntVariable;GDP

Method：

嵌wt餉旧倍

Date:

0&12/14lime13:

02

Sample:

19702005

Includedobservations：

28

Coefficient

SM.Errcrt-Statistie

Prob

CK

9312223

05205B1178BS13

00000

c

1460T14

40022653.649718

00012

R-squar&d

0924852

Meandependentvar

5437386

AdjustedR-squared

0.921962

SO.dependentvar

6304032

S.E.ofregression

1761049

AKaikeinfocriterion

17.8539&

Sumsquaredresil

80633S54

Schwarzcriterion

1794911

Loglivelihood

*2479554

Hannar-Quinncriter.

17.80305

F-statistic

3199853

Durein-Watsonstat

0308719

ProbiF-statistic）

0.000000

在所有收集到的统计数据中，年利率LL是一个可以考虑引入的因素，引入LL进行二

元线性回归如下：

Dependentvariable:

CK

Methori:

LeastSquares

DateQ&12Z14Time-13:

04

SamplB：

19782005

Indudedobservations:

2E

Coefficient

Sid.Errort-Staiistic

Piob.

CDP

0088239

00055251597067

OOOCO

LL

-4265989

1lS306t-3^05380

00014

C

202.2173

95250332.123008

0.0438

R*squafed

0950564

Meandepend«ntvar

4270379

AdjustedR-squared

C946609

SD.dependentvar

6510303

SEofregression

1504304

Akakeinfocritenan

12.96584

Sumsquaredresid

565732.7

SchA'anicriterion

13.10857

Loglikelihood

-170.5217

Hannan-Quinncrite匚

13.00947

F-statislic

24C.3512

Durbin-Watsonstat

1.5042Q5

Pro&iF-statistic）

0.000000

最后得到回归方程

CK=0.88239*GDP-42.65989*LL+202.2173

4.存货增加模型

（结果控制在本页）

存货增加TZC显然取决于城乡储蓄CX和商品零售价格指数PSL,进行二元线性回归如

下：

DependentVariable:

PZCMethod:

LeastSquaresD3t&：

05J12r4Time-13:

12Sample:

19782005

Indudedobservations:

28

Coefficient

SidError（-Statistic

PraD

CX

0.030633

00047396.463868

00000

PSL

1750605

0.198S596.955112

0.0000

C

-209054S

4584519-4.550013

0.Q001

R-squared

0952473

Meandependentva