




下載本文檔
版權(quán)說明:本文檔由用戶提供并上傳,收益歸屬內(nèi)容提供方,若內(nèi)容存在侵權(quán),請進行舉報或認領(lǐng)
文檔簡介
1、1.表1列出了某地區(qū)家庭人均雞肉年消費量Y與家庭月平均收入X,雞肉價格Pi,豬肉價格P2與牛肉價格P3的相關(guān)數(shù)據(jù)。年份Y/千X/P1/(元/P2/(元/P3/(元/年份Y/千P1/(元/P2/(元/P3/(元/克元千克)千克)千克)克X/元千克)千克)千克)19802.783974.225.077.8319924.189113.977.9111.4019812.994133.815.207.9219934.049315.219.5412.4119822.984394.035.407.9219944.0710214.899.4212.7619833.084593.955.537.9219954.
2、0111655.8312.3514.2919843.124923.735.477.7419964.2713495.7912.9914.3619853.335283.816.378.0219974.4114495.6711.7613.9219863.565603.936.988.0419984.6715756.3713.0916.5519873.646243.786.598.3919995.0617596.1612.9820.3319883.676663.846.458.5520005.0119945.8912.8021.9619893.847174.017.009.3720015.172258
3、6.6414.1022.1619904.047683.867.3210.6120025.2924787.0416.8223.2619914.038433.986.7810.48(1)求出該地區(qū)關(guān)于家庭雞肉消費需求的如下模型:lnY011nx21nB3InP241np3u(2)請分析,雞肉的家庭消費需求是否受豬肉及牛肉價格的影響先做回歸分析,過程如下:輸出結(jié)果如下:VariableCoeffioient8td.Errort-StatisticProb.C-0.7315200.2969472.4634670.0241LOG兇034K57D.082565JOG(P1)-0.
4、5021220.109691-45G92940.0002LOG(P2)0.1468E800990061.48342D0.1553LOG(P3)0.08710600998528731370.3941R-Siquared0,902474Meandepandertvar1,361301AdjustedRsquared0.978575S.D.dependentvar0.1B7G59SEofregressian0.0274&5Akaikeinfocriterion-4.162123Sumsquaredresid0.013576Schwarzcriterion-3.915276Loglikelih
5、ood52,96441F-statistic252.2633Durlbin-Watsonstat1.324620Prob(F-statistic)0.000000所以,回歸方程為:lnY0.73150.3463lnX0.5021lnP0.1469lnB0.0872lnP3(-2.463)(4.182)(-4.569)(1.483)(0.873)由上述回歸結(jié)果可以知道,雞肉消費需求受家庭收入水平和雞肉價格的影響,而牛肉價格和豬肉價格對雞肉消費需求的影響并不顯著。驗證豬肉價格和雞肉價格是否有影響,可以通過赤池準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)。若AIC值或SC值增加了,就應(yīng)該去掉該解釋變量。去掉豬
6、肉價格P2與牛肉價格P3重新進行回歸分析,結(jié)果如下:VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.1257970.088420-12.732370.0000LOG(X)0.4515470.02455418.389660.0000LOG(P1)-0.3727350.063104-5.9066680.0000R-squared0.980287Meandependentvar1.361301AdjustedR-squared0.978316S.D.dependentvar0.187659S.E.ofregression0.027634Akaikein
7、focriterion-4.218445Sumsquaredresid0.015273Schwarzcriterion-4.070337Loglikelihood51.51212F-statistic497.2843Durbin-Watsonstat1.877706Prob(F-statistic)0.000000通過比較可以看出,AIC值和SC值都變小了,所以應(yīng)該去掉豬肉價格P2與牛肉價格P3這兩個解釋變量。所以該地區(qū)豬肉與牛肉價格確實對家庭的雞肉消費不產(chǎn)生顯著影響。2.表2列出了中國2012年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值Y,資產(chǎn)合計K及職工人數(shù)L。工業(yè)
8、總產(chǎn)資產(chǎn)合計職工人數(shù)工業(yè)總產(chǎn)資產(chǎn)合計職工人數(shù)序號值Y/億元K/億元L/萬人序號值Y/億元K/億元L/萬人13722.7003078.220113.000017812.70001118.81043.0000021442.5201684.43067.00000181899.7002052.16061.0000031752.3702742.77084.00000193692.8506113.110240.000041451.2901973.82027.00000204732.9009228.250222.000055149.3005917.010327.0000212180.2302866.6508
9、0.0000062291.1601758.770120.0000222539.7602545.63096.0000071345.170939.100058.00000233046.9504787.900222.00008656.7700694.940031.00000242192.6303255.290163.00009370.1800363.480016.00000255364.8308129.680244.0000101590.3602511.99066.00000264834.6805260.200145.000011616.7100973.730058.00000277549.5807
10、518.790138.000012617.9400516.010028.0000028867.9100984.520046.00000134429.1903785.91061.00000294611.39018626.94218.0000145749.0208688.030254.000030170.3000610.910019.00000151781.3702798.90083.0000031325.53001523.19045.00000161243.0701808.44033.00000設(shè)定模型為:YAKLe(1) 利用上述資料,進行回歸分析;(2) 回答:中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)
11、規(guī)模報酬不變狀態(tài)嗎?將模型進行雙對數(shù)變換如下:lnYlnAlnKInL1)進行回歸分析:得到如下回歸結(jié)果:VariableCoefficientStdErrort-StatisticProbcLOG(K)LCiG(L)11539940,6092360.36079607276111.586004017637S3464U902016911.7697410.12400.00180.0643R-squared,809925Meandependentvar7493997AdjustedP-squared0795348S.Ddependentvar0.942950BEofregression口425538
12、Akaikeinfocriterion1.220S39Sumsquaredresid5.070303Schwarzcriterion1.359612Laglikelihiood15,92300F-statistic59,65501Durbin-Watsonstat0793209Prcih-statistic)0.000000于是,樣本回歸方程為:lnY?1.1540.609lnK0.361lnL(1.59)(3.45)(1.79)_2R0.8099,R0.7963,F59.66從回歸結(jié)果可以看出,模型的擬合度較好,在顯著性水平0.1的條件下,各項系數(shù)均通過了t檢驗。從F檢驗可以看出,方程對Y的
13、解釋程度較少。R0.7963表明,工業(yè)總產(chǎn)值對數(shù)值的79.6%的變化可以由資產(chǎn)合計對數(shù)與職工的對數(shù)值的變化來解釋,但仍有20.4%的變化是由其他因素的變化影響的。從上述回歸結(jié)果看,?0.971,即資產(chǎn)與勞動的產(chǎn)出彈性之和近似為1,表明中國制造業(yè)在2000年基本呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。下面進行Wald檢驗對約束關(guān)系進行檢驗。過程如下:®EYiers-Eiuation:WiriTLEDlorkfile:UHTITLED:Untitlei口FileIditObjectYieiEtoc如OptionslindtmHelp匚t回時岫0周|Fr無卻eb)mateForec6st|StatB】Re
14、sidsEstimition.OutputFitttd,Rasidual>Structure.SIHRrrnrKSiatic+irPrnhC_on£ideneeEllipse.ydCoefficientRestrictians.,OiftitteiiVariaLbles-LilEelihoodRatio.a.Rgdund皿tVariableeLikelihoodRatio.Qradi«ntsuidDerivatives.CoviriancftMatrixCoe££icientTeStsR«sidualTests£tAbility
15、TestsLib*LI-Pi-ii-ii-iir-ir-htIIa.taiHbGLkCoe££icirestric11oils,separatedbycommas匚。也包二11E翼amplesc口H|y|*式結(jié)果如下:WaldTest:Equation:UntitledTestStatisticValuedfProbabilityF-statistic0.101118(1.20)I075231Chi-square01011181|CL而同NullHypothesisSummary:NormalizedRestriction(=0)ValueStdErr.-1-+0(2)-+
16、C®<30299600.094242Restrictionsarelinearincoefficients.由對應(yīng)概率可以知道,不能拒絕原假設(shè),即資產(chǎn)與勞動的產(chǎn)出彈性之和為1,表明中國制造業(yè)在2000年呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。一、鄒式檢驗(突變點檢驗、穩(wěn)定性檢驗)1 .突變點檢驗1995-2012年中國家用汽車擁有量(黃,萬輛)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(xt,元),數(shù)據(jù)見表3。表3中國家用汽車擁有量(黃)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(Xt)數(shù)據(jù)年份yt(萬輛)Xt(元)年份yt(萬輛)Xt(元)199528.49739.12004205.423496.2199634.718
17、99.62005249.964283199742.291002.22006289.674838.9199860.421181.42007358.365160.3199973.121375.72008423.655425.1200081.621510.22009533.885854200196.041700.62010625.3362802002118.22026.62011770.786859.62003155.772577.42012968.987702.8下圖是關(guān)于yt和xt的散點圖:800bOD-400-7D0HX2nn-ioonsoon從上圖可以看出,2006年是一個突變點,當城鎮(zhèn)居民
18、家庭人均可支配收入突破4838.9元之后,城鎮(zhèn)居民家庭購買家用汽車的能力大大提高?,F(xiàn)在用鄒突變點檢驗法檢驗1996年是不是一個突變點。H。:兩個字樣本(19952005年,20062012年)相對應(yīng)的模型回歸參數(shù)相等Hi:備擇假設(shè)是兩個子樣本對應(yīng)的回歸參數(shù)不等。在19952012年樣本范圍內(nèi)做回歸。在回歸結(jié)果中作如下步驟:Equation;UHTITLEDVorlfHe;GA5EGA;:C軟$,.kJ回國rocIObleE巨史rsen1*tituts"zt-iraation0utputActual,FittedResidualARMASt-rtucture.itStdErroft*S
19、tatisticProbb38.37504-2.922360D.OWOStabilityTastsChowEr*alkp*intTtst.LabelChcmrForecastTa'st,.RESETTest.ItedursiveEses(OLSoialy).AdjustedK-squaredSEofregression0.89558951S1202095-105.330312.0300B148.4841.oooooSchwar:criterionF-statisticsidualTestsSumsqu3r&dr&sidLaglikelihoodDurbin-Watson
20、statCotfficientT電24635SProfc(F-statisiic)野甘dientwandDerivitjvesCoaxlazierMatrix輸入突變點:得到如下驗證結(jié)果:ChowBreakpointTest:2006NullHifpcthasisNobreaksatspecifiedbreakpointsVaryingegessQrsAllequationvariablesEquationSample19952011F-statisticLoglikelihoodratioWaldStatistic1416.40391607092832806Prat.F(2.13JProbC
21、hi-Square(2)Prob.Ghi-Square20.00000000000000由相伴概率可以知道,拒絕原假設(shè),即兩個樣本(19952005年,20062012年)的回歸參數(shù)不相等。所以,2006年是突變點。2 .穩(wěn)定性檢驗以表3為例,在用19952009年數(shù)據(jù)建立的模型基礎(chǔ)上,檢驗當把20102012年數(shù)據(jù)加入樣本后,模型的回歸參數(shù)時候出現(xiàn)顯著性變化。因為已經(jīng)知道2006年為結(jié)構(gòu)突變點,所以設(shè)定虛擬變量:019952005D1120062012對19952012年的數(shù)據(jù)進行回歸分析:做鄒氏穩(wěn)定性檢驗:ViewProcObjectprinthameFreezeEstimateForec
22、ast5tatsResidsVariableCoefficientStdEnort-StatisticProbC-1607491945654-54571620M01X0.0636240.0013S347,024090.MMD1-855.622512.29131-69.367910.MM0175013000230173,4932900000R-squared0999750Weardependentvar284.2606AdjustedR'squared0.999697S.Ddependentvar2784439S.E.ofregression4.947008Akaikeinfocrite
23、rion6.183060Sumsquaredresid329.0174SchwarzcrrtenanG.3S5921Laglikelihood-6169254Hannan-Quinncriter6.216343F-statistic186897EDurbin-Watsonstat1.765734Prob(F-statistic)oooooocDependentVariable:YMeth。-LeastSquaresate10/25/15Time2105Sample:19952012Includedobservations.16輸入要檢驗的樣本點:得到如下檢驗結(jié)果:ChowForecastTes
24、tEquation-UNTITLEDSpecificationYCXD1DVXTestpr«dktionsforobservationsfrom2010to2012VHugdfProb.bilityF-statistic0433432(3,11)07333Jkelihoodratio2.01110430.5701由上述結(jié)果可以知道,F(xiàn)值對應(yīng)的概率為0.73,所以接受原假設(shè),模型力入2010、2011和2012年的樣本值后,回歸參數(shù)沒有發(fā)生顯著性變化。二、似然比(LR)檢驗有中國國債發(fā)行總量(DEBTt,億元)模型如下:DEBTt01GDPt2DEFt3REPAYtut其中GDPt表示
25、國內(nèi)生產(chǎn)總值(百億元),DEFt表示年財政赤字額(億元),REPAY表示年還本付息額(億元)。19902011年數(shù)據(jù)見表4。表4國債發(fā)行總量DEBTt、GDPt、財政赤字額DEFt、年還本付息額(REPAY)數(shù)據(jù)199043.0145.17868.928.582001461.4216.178237.14246.81991121.7448.624-37.3862.892002669.68266.381258.83438.57199283.8652.94717.6555.522003739.22346.344293.35336.22199379.4159.34542.5742.4720041175
26、.25467.594574.52499.36199477.3471.7158.1628.920051549.76584.781581.52882.96199589.8589.644-0.5739.5620061967.28678.846529.561355.031996138.25102.02282.950.1720072476.82744.626582.421918.371997223.55119.62562.8379.8320083310.93783.452922.232352.921998270.78149.283133.9776.7620093715.03820.67461743.59
27、1910.531999407.97169.092158.8872.3720104180.1894.4222491.271579.822000375.45185.479146.49190.0720114604959.3332516.542007.73對以上數(shù)據(jù)進行回歸分析:得到如下輸出結(jié)果:DependentVariable:DEBTMethod.LeastSquaresDate:10/25/15Time:21:13Sample19902011Includedobservations.22VariableCoefficientStdError(-StatisticPrab.C431400821.
28、GS7250.1991030.8444GDP0.3452020.5544705.23475GD.03&4DEF0.99S4030.03161331.486990t)COOREPAY08797500W9503177702200000R-squared0.998955Meandependentvar1216.395AdjustedR-squared。998781S.Ddependentvar1485,993SEofregression5188705Akaikeinfocnterion1089898Sumsquaredresid48460.78Schwarzcriterion11.09735
29、Loglikelihood-115.3838Hannan-Q.Liinnenter.10.94571F-statistic5735346Durbin-Watsonstat2116834Prcb(F-Stati&tiG)0.000000對應(yīng)的回歸親達式為:DEBTt4.310.35GDPt1.00DEFt0.88REPAYt(0.2)(2.2)(31.5)(17.8)_2_R0.999,DW2.1,F5735.3現(xiàn)在用似然比(LR)統(tǒng)計量檢驗約束GDPt對應(yīng)的回歸系數(shù)1等于零是否成立。過程如下:®ETiewslEw*ion:UMTITLEDinEy.liIKileIlFurel
30、自乂13E,31*國出*Qh貨七£iawE1rMy.111??趖iwWind*wH*lpRtwEheLLluIIuumEs11ma±i.onOiitpu.t.Actual,Fitted,KeEi«iualARFflASlx-u.cture.Gr-adianteand.DariatittceCaiifarianceNatrixCoefflciuxtTesti“iTn!11IIkT-:illCuuif1JiifiLueE1Lip".nri=TiirlrnnRqsiT口二七二*oli=Coc££ictiarit£.4e,Lr1c1
31、1oils.StabilityTests*QjnitiedVariables-Likelihcod.JLatio.Hed.TLn.d.-&ntVaria.bXe3-LiRdj.hooAR.-e.t.io.wj*mwrr.frwR-quarsd0.999955itvji1216.395Artju5tpdR-qmared990761S.Pdependsnt',-rI4的993S.E.ofrcgroaaion51.BS706Akaikeinfocriterion10,89036Sumsquaredresid46460.76chwarzcriterion111.09735Inglike
32、lihand-115SRS8F-5tsti=ticS73534KDurbin-Watsonatat2.11EB34ProbfF-Btstistic)oooooo輸入要檢驗的變量名:得到如下輸出結(jié)果:RedundantVariables:GDPF-atatistic4994134Prab.F(1,16)口一口3的50Loglikelihoodratio5.307082Prob.Ci-Square(l)口120286R.estnctedTestEquation.DependentVariable.DEBTMethod.LeastSquaresr>ate_10/25/15Timp2117Sam
33、ple:19S02011Includedobservations:22VariableCoAfficientStd.Errort-StatisticProb.c40.502V15.837052.55743200193DEF104QG7S009671S3S54864onooREPAYQ977754Q0252723B605OG0OQOQR-squared099B6&5Meandependentvar1216395AdjustedRsquared0998524SDdep町nd臼ntv3r14S5993S已ofregression57OQQ06Akaikeinfotriterion1105294SumsquHredresid6190632Schwarzcrrterion1120172l??趌ikplihotHl-11Sna內(nèi)HAnnan-Ouinncriter11nR799F-statistic71065呢Durbin-Watsonstat1014741ProbfF-statistic)0OOQOOD輸出結(jié)果上部是關(guān)于約束GDP系數(shù)為零的F檢驗和LR檢驗。由于兩種
溫馨提示
- 1. 本站所有資源如無特殊說明,都需要本地電腦安裝OFFICE2007和PDF閱讀器。圖紙軟件為CAD,CAXA,PROE,UG,SolidWorks等.壓縮文件請下載最新的WinRAR軟件解壓。
- 2. 本站的文檔不包含任何第三方提供的附件圖紙等,如果需要附件,請聯(lián)系上傳者。文件的所有權(quán)益歸上傳用戶所有。
- 3. 本站RAR壓縮包中若帶圖紙,網(wǎng)頁內(nèi)容里面會有圖紙預(yù)覽,若沒有圖紙預(yù)覽就沒有圖紙。
- 4. 未經(jīng)權(quán)益所有人同意不得將文件中的內(nèi)容挪作商業(yè)或盈利用途。
- 5. 人人文庫網(wǎng)僅提供信息存儲空間,僅對用戶上傳內(nèi)容的表現(xiàn)方式做保護處理,對用戶上傳分享的文檔內(nèi)容本身不做任何修改或編輯,并不能對任何下載內(nèi)容負責(zé)。
- 6. 下載文件中如有侵權(quán)或不適當內(nèi)容,請與我們聯(lián)系,我們立即糾正。
- 7. 本站不保證下載資源的準確性、安全性和完整性, 同時也不承擔(dān)用戶因使用這些下載資源對自己和他人造成任何形式的傷害或損失。
最新文檔
- 農(nóng)光互補項目可行性研究報告
- 凈菜速凍食品項目可行性研究報告范本(立項備案申請參考)
- 環(huán)境保護驗收報告
- 2025年深圳聚苯乙烯產(chǎn)品項目可行性研究報告
- 年產(chǎn)1萬噸木糖醇項目可行性研究報告報批稿
- 四川汽車輕量化項目商業(yè)計劃書圖文
- 2025年提花里布項目投資可行性研究分析報告
- 消費電子行業(yè)分析報告
- 2025年田園綜合體農(nóng)旅文化產(chǎn)業(yè)園項目可行性研究報告范文
- 項目投資評估分析報告
- 技術(shù)學(xué)徒合同協(xié)議書
- 語文教學(xué)法與評價2025年試卷及答案
- 人工智能在醫(yī)療領(lǐng)域的測試卷
- 《生態(tài)環(huán)境的密碼:竺可楨的科學(xué)研究課件》
- 車位回購協(xié)議書范本
- 中國的耕地與糧食安全課件高二下學(xué)期地理魯教版(2019)選擇性必修3
- 2025年服裝進貨合同范本下載8篇
- 勞務(wù)糾紛案例分析:提供勞務(wù)者受害責(zé)任糾紛
- 2024年江蘇省寶應(yīng)縣事業(yè)單位公開招聘緊缺人才37名筆試題帶答案
- 2023年高考真題-地理(遼寧卷) 含解析
- 12、口腔科診療指南及技術(shù)操作規(guī)范
評論
0/150
提交評論