實(shí)驗(yàn)四-多重共線性模型的檢驗(yàn)和處理

1、實(shí)驗(yàn)四-多重共線性模型的檢驗(yàn) 和處理HUASHANG COLLEGEGUANGDONG UNIVERSITY OF FINANCE & ECONOMICS實(shí)驗(yàn)報(bào)告課程名稱：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目：實(shí)驗(yàn)四多重共線性模型的檢驗(yàn)和處理實(shí)驗(yàn)類型：綜合性口設(shè)計(jì)性口 驗(yàn)證性專業(yè)班別：11本國貿(mào)五班姓 名：學(xué) 號：實(shí)驗(yàn)課室：厚德樓A207指導(dǎo)教師：實(shí)驗(yàn)日期:2014/5/20廣東商學(xué)院華商學(xué)院教務(wù)處制、實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目訓(xùn)練方案小組合作：是否小組成員：無實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆斩嘀毓簿€性模型的檢驗(yàn)和處理方法：實(shí)驗(yàn)場地及儀器、設(shè)備和材料實(shí)驗(yàn)室：普通配置的計(jì)算機(jī)，Eviews軟件及常用辦公軟件。實(shí)驗(yàn)訓(xùn)練內(nèi)容（包括實(shí)驗(yàn)原理和操作步驟）：

2、【實(shí)驗(yàn)原理】多重共線性的檢驗(yàn)：直觀判斷法（R2值、t值檢驗(yàn)）、簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法、方 差擴(kuò)大因子法（輔助回歸檢驗(yàn)）多重共線性的處理：先驗(yàn)信息法、變量變換法、逐步回歸法【實(shí)驗(yàn)步驟】（一）多重共線性的檢驗(yàn)1.直觀判斷法（R2值、t值檢驗(yàn)） 根據(jù)廣東數(shù)據(jù)（見附件1），先分別建立以下模型：【模型1】財(cái)政收入CS對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值GDP1、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值GDP2和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 GDP3的多元線性回歸模型；MethodJLeast Squiarss-A0Die 35/2O/14 Time 22 站Sample*irxXMiedobservations 28-伸pCgerndentnSid Error*bSUtt

3、stiuProb0 028774.OQ&41140 5317300 6990.GDPZD.C45U10.030065-1.501538.0.142,GDPS*0.225131.QQ3O聲,了 3擁就引WOOD334 5290&16.001 OU-0.0522.R- zjquareJ-0.993109Mean祁LiiUeuw449.55-5busied R sqjared0JW231I&S 3 deaendenl di5C11 070.CKJfOiri A.i30(l2.00099Pf.F-staLsbc).D .000000.科*（請對得到的圖表進(jìn)行處理，以上在一頁內(nèi)）【模型2】固定資產(chǎn)投資T

4、ZG對固定資產(chǎn)折舊ZJ、營業(yè)盈余丫丫和財(cái)政支出CZ的多元線性回歸模型。Dependentvaruiblt: TZG-*MeCMocii. Lo胡:Squares-pDie. O5.2Q/14 Time. 22口samphe-佃和 2005i(ic iid ed cnservati oni 如桔研ipCoe 価口Std- Errori-s：at iticProb. 1 1116630 2431534.57271&0.0001z0 431693.0 0626MS 913305 0 0000.CZ*CJ 40t)30Bi.3b333e.sCiP31 2762527 3251171 124027-D

5、2721.R函閥red，0 AQT573.Mssn depenctam 阪116? &Adjjsted RAlO.W727OS.D. dtjpefKJtfiL jdi2U03.8&2-s E Quregressic134- PILL刪瞬 riM omefian-12 JJIEib.Sum squared 僻曉263095 1-Schwarz criterion.12 苑1Log Utelihooc-167.&032-Hariqn-ouinri cnt!?f 12 32904-F-stausuoD I1 DF 昭sori 腫129S515-statisticso.oooooo.A觀察模型結(jié)果，初

6、步判斷模型自變量之間是否存在多重共線性問題。2【模型1】從上圖可以得到，估計(jì)方程的判定系數(shù) R 很高，但三個(gè)參數(shù)t檢驗(yàn)值兩個(gè)不顯著，有一個(gè)較顯著，其 中一個(gè)參數(shù)估計(jì)值還是負(fù)的，不符合經(jīng)濟(jì)理論。所以，岀現(xiàn)了嚴(yán)重的多重共線性?！灸Ｐ?】1】從上圖可以得到，估計(jì)方程的判定系數(shù) R2很高，方程顯著性F檢驗(yàn)也顯著，但只有兩個(gè)參數(shù)顯著性 t檢驗(yàn)比較顯著，這與很高的判定系數(shù)不相稱，岀現(xiàn)了嚴(yán)重的多重共線性。2簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法分別計(jì)算【模型1】和【模型2】的自變量的簡單相關(guān)系數(shù)【模型1】G D F 1G D F 2G D F 3GDP1 *D . 9 2 2 2 0 30 . 9 10 5 0 7 G D P

7、恥0 . 9 2 2 2 0 120 . 9 9 4 9 6 4G D P0 . 9 1 0 5 0 70 * 9 9 丄 9 6 4.1左【模型2】Y Y*C ZeE J0 9 7 4 5 4 1P9 9 6 6 6 -Y Yj0 .9 ? 1 5 d 1二-Q.97792c工、0 * 9 9 6 C B.叭 3 7 7 9 2.1（請對得到的圖表進(jìn)行處理，以上在一頁內(nèi)）根據(jù)計(jì)算的簡單相關(guān)系數(shù)，判斷模型是否存在多重共線性?！灸Ｐ?】可看出三個(gè)解釋變量GDP1GDP2和GDP3之間高度相關(guān)，存在嚴(yán)重的多重共線性?！灸Ｐ?】可以看出三個(gè)解釋變量 ZJ、YY和CZ之間也高度相關(guān)，特別是 ZJ和CZ

8、之間高度相關(guān)，必然也存在嚴(yán)重的多重共線性。3方差擴(kuò)大因子法（輔助回歸檢驗(yàn)）分別建立【模型1】和【模型2】的輔助回歸。計(jì)算各模型各個(gè)自變量的方差擴(kuò)大因子（只需將計(jì)算的結(jié)果以表格形式列出即可）?！灸Ｐ?】根據(jù)廣東數(shù)據(jù)，CS對GDP1、GDP2和GDP3 的回歸中，解釋變量GDP1 輔助回歸分別為：GDP2和GDP3之間的c ue 0&2&!u ins: 22 W瞰 2W5-Indixsrd obMWtfTnrrsCocmoenl.s. Ergr-RigDGDW-Q 22E273iD 10144&? 231-137-d osjoiGDPV0 10BZ2&0 33?3253 M4.41 4T527-5

9、 63M34-0 DOCOiR-squareo-0細(xì)13卻Ue筠 aeenaent 叩 ii&6礙，R-Euarec&. dependent /ar 426J25O7.S E ?1 regrrasiorH岸mm卜二 uMu crtenFb1315109.Sum squared 代詞.631415 &ScTiAarz allerian13 29462,Log沖亡河昭-in 126HgnrarKkjnr crtffPI3i96527/4EM3Durbvn-Wa1n slat*0 1251即iAp-sialislichOMDOOCuj口Melhod teu4討u輕童知*ate- Q&SQi Time

10、 Z2aa啊 2006，indLBled ciErvai nr& 21k*Coe ffi acini愛d Ettopt0aii54i口Pt 口 tiGM仏4 310&Q3J6M5-0.呂陽 2TOCl抑拾比兇曲L19D.OTlXbdKI49?M.110 2144 0213M2.DMMm口詣罕刖州八D WHO-WW1窗禺欣卅（II1A4i|yKdi R MureaP 9舸我益乞口抑材血n| 丫ir陶臓01跑吶葉1 5觀AMlKfr hrcCP*SfWI 2iaSum sqiarenc沁P 価 KT -Schw.57 cntenan-H *10_cg Melti(XK!HnnrQuinn crtt

11、r -鴨佃mF-staislje-1252 HDueiHI岡聯(lián) SLMho乩用並鬥口呼令和1曲DWHOOh奮IfldudM fltwniKam- 2S5 E BUrgrr節(jié)制sum 利口郵口 re $ a円范:乞血rtlEflKARKILATM. Acjusim -Mjared-LOQ iklilQQd F-&iaLrliCGDPU曰 *呂歸 Errrtr.Q.SM 昭SW 250?-22W941.1B7 5S1&144J fiJS.KOO&etM&sra-4SBI2O3O-制削 aepenaerri 口LFOrbhaiH談仃 日融00000 3919-14【模型2】根據(jù)廣東數(shù)據(jù)，TZG對ZJ

12、、YY和CZ的回歸 中，解釋變量ZJ、YY和CZ之間的輔助回歸分別 為：cpmmrt Vfl-innir 卜klifflhnd LerM squamaDffl 0MW14 Time ?Z42+Sample 料用 KK5-hcUtdbsrfvaiarEs 孫羊CWfht 如Ssio Etror.t -YY*hOM14I0 a銘越0 9737cav1聞遜弘0 HSldiZi12 7SS74.0 00oms0i32 311131打陞和R-squareA0 3332M-sn pend ail rd-R-sjqjwead翊誕S.D 口邙tfUKfl 熔1014.Auke nfo ETierkH11 Bf

13、iCH- E r i eoressiixiawn-Caernoenls5M Grraf-NSEeMPmb iZJ-0 C33D777-aMiofc-也：笑樂D 9737SZ E3AF 卩1 13?25&1 943&a7*D 00334-its 11曲嗣MS*-1邙SMGDDS&li-wuafed*-D除妙Mean dcpcwerit 換ian胡A5Ju3flfl R 陶4電0菊茁34S D.朋pFE申聞？i3il 2齢5 E of regret al Ln-MH血莊出畑 Info cdUrlcmUH954jum inured)鈾iwhm art&nai%isosanLeg teunixKk2M

14、測卜wniWQum OTter 亠I493nmauaea序kSiwpir 1H7B2W5-1* J# *J1HCwffineft*副口 ElTOh驛口PmotiZJP0M3WBYW0 IXI5M5.(i Q74 I761 OI3B470 0633-o16 8-1604.1932621d3 335*Durti|ri-Wat5Cin sial-11Fl jQ.F-LafilJLCdOODDO.pj根據(jù)以上結(jié)果，確定模型是否存在嚴(yán)重的多重共線性。特別是GDP2和GDP3ZJ 和 CZ之間【模型1】三個(gè)回歸方程均高度顯著， 特別是第二、三個(gè)方程，顯示存在嚴(yán)重的多重共線性， 之間存在嚴(yán)重的多重共線性，解

15、釋變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也證實(shí)了這一點(diǎn)?！灸Ｐ?】三個(gè)回歸方程均高度顯著，特別是第一、三個(gè)方程，顯示存在嚴(yán)重的多重共線性，特別是 存在嚴(yán)重的多重共線性，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也證實(shí)了這一點(diǎn)。（請對得到的圖表進(jìn)行處理，以上在一頁內(nèi)）（二）多重共線性的處理1先驗(yàn)信息法、變量變換法 已知【模型1】有一先驗(yàn)信息：GDP3對CS的貢獻(xiàn)是GDP1貢獻(xiàn)的3倍。根據(jù)該先驗(yàn)信息，我們可以將變量CS和GDP2作變量取對數(shù)變換，作出回歸模型，判斷是否消除 了多重共線性。根據(jù)該先驗(yàn)信息，請?zhí)岢鲆粋€(gè)對模型變量變換的方法，消除模型多重共線性。Dependent Variable: LOG（CS）Method: Lea

16、st SquaresDate: 05/20/14 Time: 20:00Sample: 1978 2005Included observations: 28CoefficientStd. Errort-StatisticProb.LOG(GDP2)0.6930370.03025722.904930.0000GDP1+3*GDP32.38E-055.55E-064.2826050.0002C0.4329670.1745942.4798440.0202R-squared0.991675Mean dependent var5.369302Adjusted R-squared0.991009S.D.

17、dependent var1.319281S.E. of regression0.125097Akaike info criterion-1.218493Sum squared resid0.391233Schwarz criterion-1.075757Log likelihood20.05890Hannan-Quinn criter.-1.174857F-statisticProb(F-statistic)1488.9550.000000Durbin-Watson stat1.002599得回歸方程為 L0G(CS)=0.693037*L0G(GDP2)+2.38E-05*(GDP1+3*

18、GDP3)+0.432967基本消除了多重共線性。（ 請對得至山的 圖表進(jìn)行處理，以上在一頁內(nèi) ） 已知【模型2】有一先驗(yàn)信息：在企業(yè)折舊資金和營業(yè)盈余資金主要是會計(jì)賬面對區(qū)別，資金常常是混在一起用的，不區(qū)分折舊資金和營業(yè)盈余資金的使用，因此我們可以將ZJ和丫丫加起來作為一個(gè)大的變量使用。使用該先驗(yàn)信息，作回歸模型，根據(jù)模型結(jié)果，判斷是否消除了多重共線性。Dependent Variable: TZGMethod: Least SquaresDate: 05/20/14 Time: 20:07Sample: 1978 2005Included observations: 28Coefficie

19、ntStd. Errort-StatisticProb.ZJ+YY0.4612080.0577487.9866040.0000CZ1.0696670.2504134.2716160.0002C30.6306331.230660.9807870.3361R-squared0.996815Mean dependent var1628.997Adjusted R-squared0.996561S.D. dependent var2003.852S.E. of regression117.5195Akaike info criterion12.47204Sum squared resid345270.

20、5Schwarz criterion12.61478Log likelihood-171.6086Hannan-Quinn criter.12.51568F-statisticProb(F-statistic)3912.5530.000000Durbin-Watson stat0.908575得回歸方程為 TZG=0.461208*（ZJ+YY）+1.069667*CZ+30.63063基本消除了多重共線性。（請對得至U的圖表進(jìn)行處理，以上在一頁內(nèi) ）2逐步回歸方法現(xiàn)研究中國的能源消費(fèi)需求問題：理論上認(rèn)為影響能源消費(fèi)需求總量的因素主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人民生活水平提高、能源轉(zhuǎn)

21、換技術(shù)等因素。 為此，收集了中國能源消費(fèi)總量丫（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X1（代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）、國民總收入（億元）X2（代表收入水平）、工業(yè)增加值（億元）X3、建筑業(yè)增加值（億元）X4、交通運(yùn)輸郵電業(yè)增加值（億元）X5（代表產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)）、人均生 活電力消費(fèi)（千瓦小時(shí)）X6（代表人民生活水平提高）、能源加工轉(zhuǎn)換效率（）X7（代表能源轉(zhuǎn)換技術(shù)）等在1985-2002年期間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（見附件2:中國的能源消費(fèi)需求相 關(guān)數(shù)據(jù)）。 建立中國能源消費(fèi)需求的多元回歸模型。Y=-80155.52+36.84232X 1 -28.2335 X 2 -10.32637X 3-17.5264

22、3X 4 -34.49995X 5+336.4866X 6+1952.573 根據(jù)建立的模型，判斷是否有多重共線性的問題。并使用直觀判斷法（R2值、t值檢驗(yàn)）、簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法、方差擴(kuò)大因子法（輔助回歸檢驗(yàn)）對模型多重共線性冋題進(jìn)行檢驗(yàn)。Dependent VariaL4c. Y.i.nMfrttiod:-* &Date: 0*20/14 Tim*: 2Ji:i2 .*-Sample. 19&62&D2 -i.1llncluded qbssrations: ISNumber of always inckjdedgj: 1Ntimb&r of search r 空口縣轄 pr$: 1.1.*S

23、&I UGti n m eth od： Stcpwia c fgiStopping criterion: p-vahjefoiwirdacfwards -O.EW 5 F、CoefficientStd. Errort-Statistic.Prob *c,324 4&1M 1 SB?4OODCN3X1 ,0 624 咖0 061 i4&10 131GQOQG尺蜃q Lin re*日,0114393； 3Adjusted R*squared)00572075.D dependentMfll.i22 IK.37S.E ofrogrossionsm.sei冊購info criterion21.0077

24、01.12E+OBSchwarz criterion21.10663 .Lou IlhulliHJOd.，-187 0893tiBLrifiaQurirTci.lte!.2I 02I34F-statistiCi伽-1201D uTbln-Wats on0.2S33G4.(F statisticj .0.000000.* -SelectionSurriiiTiary ”* -Added Xi、*沖Nats- p-valiui and ub孚色単證耐t色蟲七生 do ncrt acocLiPrtfor s-t&pwis& sefecllon-亠 如果存在多重共線性的問題，使用逐步回歸法處理模型的多

25、重共線性問題。DependtntVariabe: Y.,Men ad. Slepb e degress icri.i.Date 06/20/1A Time 7343,Ssrrple: 19952002 Inchidedoburvations. iBj.*muri ber or always in maea 戊gjj驕姬.1r-Jiimbpr of sFarcti 一&口卩巴,勺頁$ 1Sei ecti o n m eti od; Stepwis e wards -“Stopping criterion: p-vabeforcvards/baskward -0.&/C.5 Cd efficien

26、tStd. Error.t-Satistc.Prob * .652 43-953524 43 124 1 3624=0.0000-X10S2497dOOS164101640100000R-squartd.10 8656?2Mean dependert.f114395.3Adjusted R-squared.i0.S572S7S.D. dependentfl.-221 2.37.S.E ofreoresiion8372365Akaikinfo criterion21.00770-Snrrsqu-rired1.HE 他Schwarzcriarion21.10663Loglikel hood. 187.0693ttiMginng盼JI.02134.F-itatisticn103.T201 j r bi n-A1 ate on 5 ta l iD.25J364.Pro F-statisticQQCDQOQ,11selection summary,AdcedXl，.1（請對得到的圖表進(jìn)行處理，以上在兩頁內(nèi)）、實(shí)驗(yàn)總結(jié)與評價(jià)實(shí)驗(yàn)總結(jié)（包括實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析、實(shí)驗(yàn)結(jié)