计量经济学实验报告多元线性回归自相关范文Word格式.docx
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3645.217
519.28
1979
102.0
1281.79
4062.579
537.82
1980
106.0
1228.83
4545.624
571.7
1981
102.4
1138.41
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629.89
1982
101.9
1229.98
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700.02
1983
101.5
1409.52
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775.59
1984
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7208.052
947.35
1985
108.8
2004.25
9016.037
2040.79
1986
2204.91
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1987
107.3
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1988
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1989
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2821.86
1991
102.9
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1992
105.4
3742.2
26923.48
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113.2
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1994
121.7
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48197.86
5126.88
1995
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6038.04
1996
106.1
7937.55
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1997
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9262.8
1999
97.0
13187.67
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10682.58
2000
98.5
15886.5
99214.55
12581.51
2001
99.2
18902.58
109655.2
15301.38
2002
98.7
22053.15
120332.7
17636.45
2003
99.9
24649.95
135822.8
20017.31
2004
28486.89
159878.3
24165.68
2005
33930.28
184937.4
28778.54
2006
101.0
40422.73
216314.4
34804.35
2007
103.8
49781.35
265810.3
45621.97
2008
105.9
62592.66
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54223.79
2009
98.8
76299.93
340506.9
59521.59
实验一:
多元线性回归
1、将数据导入eviews5.0后,分别对三个解释变量与被解释变量做散点图,选择两个变量作为group打开,在数据表“group”中点击view/graph/scatter/simplescatter,出现数据的散点图,分别如下图所示:
从散点图看,变量间不一定呈现线性关系,可以试着作线性回归。
2、进行因果关系检验
在“workfile”中按住“ctrl”键,点击所要选择的变量,作为组打开后,在“View”下拉列表中选择“GrangeCausality”,滞后期为2,得出如下结果:
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
06/23/11Time:
16:
14
Sample:
19782009
Lags:
2
?
NullHypothesis:
Obs
F-Statistic
Probability
EDdoesnotGrangerCauseY
30
8.90261
0.00120
YdoesnotGrangerCauseED
18.8091
1.0E-05
15
GDPdoesnotGrangerCauseY
1.01199
0.37790
YdoesnotGrangerCauseGDP
0.91874
0.41208
19
RPIdoesnotGrangerCauseY
0.66167
0.52479
YdoesnotGrangerCauseRPI
1.60624
0.22067
从因果关系检验看,ED明显影响财政收入Y,其他两个因素影响不显着。
3、做多元线性回归
选中变量作为组打开,在下拉列表“Proc”中选择“MakeEquation”
按“确定”,得到多元回归模型:
根据图中数据,模型估计的结果为:
(29.44784)(0.012839)(0.062849)(3135.746)
t=(1.915151)(3.609459)(9.805713)(-2.043646)
F=2714.480df=27
模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,当年RPI每增长1%,平均来说税收收入会增长29.44784亿元;
当年GDP每增长1亿元,平均来说税收收入会增长0.012839亿元;
当年财政支出每增长1亿元,平均来说税收收入会增长0.062849亿元。
可决系数
,修正后的可决系数
,说明模型的样本的拟合很好。
F检验的数值很大,可以判定,在给定显着性水平α=0.05的情况下,拒绝原假设。
说明回归方程显着,既“国内生产总值”、“财政支出”、“商品零售价格指数”等变量联合起来确实对“税收收入”有显着影响。
从t检验的值可以看出,GDP、ED均对税收收入有显着影响,但是RPI指数的t检验值为1.915151,不通过检验。
实验二:
自相关
1、根据前面的数据把GDP作为解释变量,税收收入作为被解释变量进行一元回归。
结果如下:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
19:
01
Includedobservations:
32
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.?
GDP
0.169682
0.003899
43.51742
0.0000
C
-1552.721
478.9886
-3.241666
0.0029
R-squared
0.984406
Meandependentvar
12135.70
AdjustedR-squared
0.983886
S.D.dependentvar
16097.40
S.E.ofregression
2043.434
Akaikeinfocriterion
18.14311
Sumsquaredresid
1.25E+08
Schwarzcriterion
18.23472
Loglikelihood
-288.2898
F-statistic
1893.765
Durbin-Watsonstat
0.115021
Prob(F-statistic)
0.000000
把回归分析结果报告出来如下:
(0.003899)(478.9886)
t=(43.51742)(-3.241666)
SE=2043.434DW=0.115021F=1893.765
从报告可以一目了然地看出,D-W值近似为0,存在自相关。
2、用图形检验法检查是否存在自相关
做残差趋势图:
在进行一元回归的界面上,
点击“resid”,生成残差趋势图:
在“workfile”窗口找到“show”,点击
在弹出的“show”对话框中输入“resid(-1)resid”,单击“OK”
点击“view/graph/scatter/simplescatter”,生成残差散点图:
从以上残差趋势图和残差散点图可以看出,方程存在正自相关。
3、回归自相关的处理
在Y对GDP远回归中添入AR
(1)项,如图:
点击“确定”,回归结果如下:
此时D-W值由原来的0.115021提高到1.125604,还没有消除自相关,继续处理,再加入AR
(2)项,结果如下:
20:
Sample(adjusted):
19802009
30afteradjustments
Convergenceachievedafter9iterations
0.188524
0.012513
15.06663
-4664.037
4712.907
-0.989631
0.3315
AR
(1)
1.414221
0.177508
7.967088
AR
(2)
-0.462035
0.185079
-2.496418
0.0192
0.998941
12909.51
0.998819
16342.77
561.7293
15.62348
8204036.
15.81031
-230.3522
8173.607
2.154231
InvertedARRoots
.90
.51
此时D-W检验值达到2.154231,消除了自相关。
没有消除和消除了自相关的回归方程分别为:
实验三、异方差
1、图形检验法
首先,Y对GDP回归的残差趋势图在前面自相关的实验中已经出现为:
接着,用SORT命令对变量进行排序:
然后,进行残差散点图,在“show”窗口输入指令“gdpresid^2”,点击“OK”,按照路径“view/graph/scatter/simplescatter”,生成残差散点图如下:
从残差散点图上可以直观地看出,方程不存在异方差。
2、Park检验
对Y与GDP回归的Park检验,实际上就是做形如如下的回归观察其显着性
进行回归,的结果为:
LOG(RESID^2)
21:
53
132
LOG(GDP)
0.161370
0.170146
0.948422
0.3505
12.89986
1.798054
7.174346
0.029111
14.58963
-0.003252
1.367971
1.370194
3.528243
56.32295
3.619852
-54.45189
0.899503
0.815372
0.350493
从结果可以看出,方程是不显着的,既不存在异方差
3、White检验
由一元回归估计结果,按照路径“view/residualtests/Whiteheteroskedasticity(nocrosstermsorcrossterms)”,进入White检验,根据White检验中附注函数的构造,最后一项为变量的交叉乘积项,因为检验一元函数,故无交叉乘积项,因此应选nocross。
经估计出现White检验结果如下:
WhiteHeteroskedasticityTest:
1.596084
0.219985
Obs*R-squared
3.173112
0.204629
TestEquation:
RESID^2
22:
05
2593976.
1086913.
2.386554
0.0238
23.52750
22.83921
1.030136
0.3115
GDP^2
-3.83E-05
7.44E-05
-0.514197
0.6110
0.099160
3914645.
0.037033
3866921.
3794644.
33.22514
4.18E+14
33.36255
-528.6022
0.360789
从表中可以看出,n
=3.173112,由White检验知,在α=0.05下,查
分布表,得临界值
(2)=5.9915同时,GDP和GDP^2的t值也不显着,n
=3.173112小于
(2)=5.9915,表明模型不存在异方差。
实验四:
多重共线性
1、在前面所做的多元线性回归模型中,回归结果如下:
由此可见,该模型可决系数很高,F值明显显着,但是当α=0.05时,RPI的t检验不通过,有可能存在多重共线性。
2、计算各解释变量的相关系数,点“view/correlation”得相关系数矩阵
由相关系数矩阵可以看出,各解释变量之间某些相关系数较高,证实存在一定程度的多重共线性。
3、对多重共线性的处理
才用逐步回归法,去检验和解决多重共线性问题,分别作Y对RPI、GDP、ED、
的一元回归,结果如下:
变量RPIGDPED
参数估计值-688.96980.1696820.835385
T统计量-1.53979443.5174274.23802
0.0732440.9844060.994586
0.0423520.9838860.994406
其中,ED的方程
最大,以ED为基础,顺次加入其它变量逐步回归,结果加入GDP后,
=0.996125,加入RPI后,
=0.994979,因此,保留GDP这个影响因素,剔除RPI这个变量。
修正后的回归结果为:
23:
24
0.045494
0.013408
3.393015
0.0020
ED
0.614992
0.065673
9.364498
-423.5219
271.1510
-1.561941
0.1291
0.996125
0.995857
1036.089
16.81335
16.95077
-266.0137
3727.026
1.003046
方程为:
Y=0.45494*GDP+0.614992*ED-423.5219
t=(3.393015)(9.364498)(-1.561941)
=0.996125
=0.995857F=3727.026DW=1.003046
基本消除共线性