掌握用Eviews回歸模型的比較篩選

1、IF經濟分析方法及應用 實驗報告【實驗編號】3【實驗名稱】回歸模型的比較篩選【實驗目的】掌握用Eviews回歸模型的比較篩選?！緦嶒瀮热荨?、實驗數據表1 1978-2009年我國投入產出情況表年份GDP （可比價） （億元）固定資產投資（可 比價）（億元）就業(yè)人口（萬 人）年 數19783645.2816.640152119793922.2824.641024219804228.7847.442361319814450.4874.343725419824853.51121.845295519835380.31290.746436619846196.81575.748197719857031.

2、21983.349873819867653.32324.351282919878539.82685.2527831019889503.13002.8543341119899889.22566.85532912199010268.92484.76474913199111211.42879.665491141992128083843.96615215199314596.65400.26680816199416505.95836.56745517199518309.26029.26806518199620141.76484.16895019199722014.26952.56982020199823

3、738.77989.47063721199925547.58505.17139422200027701.59190.97208523200130000.810181.37302524200232725.511830.27374025200336006.414730.67443226200439637.717473752002720054377321134.175825282006 ,48626.2.25365.3,76400,29東北大學秦皇島分校經管學科實驗中心第1頁IF經濟分析方法及應用實驗報告200759253.330611.77699030200868196.6237530.67748

4、031200971821.7447373.77799032資料來源：國家統計局 、實驗過程(一)建立包括時間變量的三元線性回歸模型，見下圖 1：VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticP rob.C15239.155049.3093.0180670.0054A1386.163222.73036.2235040.0000K1.0106980.06294616.056680.0000L-0.4074600.130143-3.1308630.0041R-squared0.993824Mean dependent var22130.58Adjusted R-s

5、quared0.993162S.D. dependentvar19162.30S.E. of regressi on1584.516Akaike info criteri on17.69041Sum squared resid70299333Schwarz criteri on17.87363Log likelihood-279.0466F-statistic1501.938Durbi n- Watson stat1.266741P rob(F-statistic)0.000000圖1我國生產函數的估計結果因此，我國生產函數為：(模型1)y? = 1523915 +1386.163A +1.0

6、1K - 0.40746Lt =(3.081) (6.22) (16.057) (-3.13)R2 =0.9938R2 =0.9931F =1501模型的計算結果表明，勞動力邊際產出為-0.407，資金的邊際產出為1.01，技術進 步的影響使總產值平均每年遞增1386.163億元。L的回歸系數的符號是不合理的。R2 =0.9938，說明模型有很高的擬合優(yōu)度，F檢驗也是高度顯著的，說明職工人數 L、資金K和時間變量t對工業(yè)總產值的總影響是顯著的。從1看出，解釋變量資金K的t統計量值為16.05，表明資金對企業(yè)產出的影響是顯著的。但是，模型中C L的t統計量值都較小，未通過檢驗。因此，需要對以上三

7、元線性回歸模型做適當的調整，按照統計 檢驗程序，一般應先剔除t統計量小且未通過經濟意義檢驗的變量 (即L)而重新建立模 型。東北大學秦皇島分校經管學科實驗中心IF經濟分析方法及應用實驗報告(二) 建立剔除就業(yè)人數L的二元線性回歸模型;命令：LS Y C A K則生產函數的估計結果及有關信息如圖2所示：VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticP rob.C-435.6430748.7275-0.5818450.5652A709.443961.3806911.558100.0000K1.1517620.05018622.950080.0000R-squar

8、ed0.991662Mean dependent var22130.58Adjusted R-squared0.991087S.D. dependentvar19162.30S.E. of regressi on1809.076Akaike info criteri on17.92808Sum squared resid94909875Schwarz criteri on18.06549Log likelihood-283.8493F-statistic1724.556Durbi n-Watson stat0.980272P rob(F-statistic)0.000000因此，生產函數為：(

9、模型2)= V35.643+709.4439A+1.151762Kt =(-0.5818) (11.558) (22.95)R2 =0.9916 R2 =0.9910 F =1724.556從圖2的結果看出，回歸系數的符號和數值也是合理的。技術的邊際產出為709.44 , 資金的邊際產出為1.151762，表明這段時期技術對我國產出的影響最為明顯。 模型2的 擬合優(yōu)度較模型1并無多大變化，F檢驗也是高度顯著的。這里常數項的t檢驗值都比較 大小，顯著性概率都大于0.05，因此模型2也不太合理。(三) 建立非線性回歸模型一一C-D生產函數。C-D生產函數為：Y = AL°K在模型兩端同時

10、取對數，得：ln y =ln A + Wn L + P ln K +名在EViews軟件的命令窗口中依次鍵入以下命令：(由模型一、二已剔除就業(yè)人數L)GENR LNY=log( Y)GENR LNK=log( K)LS LNY C LNK東北大學秦皇島分校經管學科實驗中心IF經濟分析方法及應用 實驗報告則估計結果如圖3所示：VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticP rob.C3.2246700.11108429.029120.0000LNK0.7539130.01294358.246740.0000R-squared0.991235Mean depe

11、ndent var9.634655Adjusted R-squared0.990943S.D. dependentvar0.899316S.E. of regressi on0.085587Akaike info criteri on-2.018096Sum squared resid0.219756Schwarz criteri on-1.926487Log likelihood34.28953F-statistic3392.683Durbi n- Watson stat0.538791P rob(F-statistic)0.000000圖3 線性變換后的C-D生產函數估計結果 即可得到C-

12、D生產函數的估計式為：（模型3）In y? = 3.22467+ 0.75391nKt = （29.029） （58.246）2 2R2 =0.9912 R2 =0.9909 F =3392.683即：y? = 3.22467K 0.7539從模型3中看出，資本產出彈性都是在0到1之間，模型的經濟意義合理，而且擬合優(yōu)度比較高，解釋變量都通過了顯著性檢驗。三、比較、選擇最佳模型估計過程中，對每個模型檢驗以下內容，以便選擇出一個最佳模型：（一）回歸系數的符號及數值是否合理；（二）模型的更改是否提高了擬合優(yōu)度；（三）模型中各個解釋變量是否顯著；（四）殘差分布情況Actual, Fitted, Residual Table 差分布表最為理想。分別在模型 1模型 3的各方程窗口中點擊 View/Actual, Fitted, Residual/，可以得到各個模型相應的殘差分布表。模型 3的殘東北大學秦皇島分校經管學科實驗中心IF經濟分析方法及應用實驗報告【實驗心得】：這是第三次實驗了，這次實驗我花的時間最多。通過第一、二次實驗的實踐，我已 經能夠輕松地找到數據資料。但這次實驗對數據的處理實在太麻煩了，將當