2023年計量經(jīng)濟學(xué)實驗報告三

松園蜜潴學(xué)演聰胭自題目：國內(nèi)生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的計量經(jīng)濟學(xué)模型一一序列相關(guān)的檢查與修正一、實驗?zāi)康模貉芯繃鴥?nèi)生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的關(guān)系二、實驗內(nèi)容:建立國內(nèi)生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的計量模型，進行相關(guān)檢查并擬定其關(guān)系，重點在序列相關(guān)的檢查三、數(shù)據(jù)來源：中國記錄年鑒2023年一農(nóng)業(yè)（一）學(xué)過的知識要及時復(fù)習(xí)。通過本次實驗，我們發(fā)現(xiàn)雖然有很大一部分內(nèi)容我們之前已經(jīng)做過，但這次做起來仍然有很多不熟悉的地方，因素除了原先知識掌握不牢之外，更多的因素是我們對之前學(xué)過的知識沒有及時復(fù)習(xí)，知識一是用來完畢任務(wù)、應(yīng)付實驗。（二）實驗一定要及時做，要趁熱打鐵。這次實驗我們拖了很長的時間才做，這給我們導(dǎo)致了很多的麻煩，由于我們幾乎忘了上課的知識以及老師專家的實驗操作，這無疑讓我們花了更多的時間。關(guān)于計量的實驗，已經(jīng)做了三個了，我們發(fā)現(xiàn)實驗真正是一個對理論知識強化并純熟運用的絕佳手段。但僅僅三個實驗對我們掌握計量經(jīng)濟學(xué)的知識來說，肯定是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，我們還需要更多的私下自己積極地學(xué)習(xí)與實驗。

單位：億元國內(nèi)生產(chǎn)199223134.27061.8年份總值1993第三產(chǎn)業(yè)戶f國199426364.729813.47922.38801.0,19783548.2846.0199533070.59667.019793816.9F912.4199636380.410578.219804116.2967.2199739762.711711.919814807.41085.3199842877.412692.4卜19825242.81226.2199946144.613876.6卜19835811.8F1412.2200050035.215229.419846693.81685.52001107449.742685.0r19857595.2F1991.62002117208.347142.319868267.12231.42003128958.951622.2卜19879224.7F2551.82004141964.556813.6198810265.32887.62005158020.763761.8198910682.43042.42006208381.085511.6y199011092.5F3113.42007237892.899179.7F199120250.46280.32008260812.9109497.4四、實驗環(huán)節(jié)：（一）經(jīng)濟理論的陳述：我國第三產(chǎn)業(yè)近年來發(fā)展十分迅速，對國民經(jīng)濟的奉獻越來越大，而我國國民經(jīng)濟的發(fā)展未來也越來越離不開第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將極大的影響著經(jīng)濟的進步。為了更好地分析第三產(chǎn)業(yè)在我國的發(fā)展現(xiàn)狀以及未來趨勢，以便做出更有助于經(jīng)濟發(fā)展的合理決策,我們特地選取近幾十年來中國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)和經(jīng)濟總量數(shù)據(jù)進行分析，希望能找出兩者的緊密聯(lián)系。我們重要運用的經(jīng)濟分析方法是經(jīng)濟意義檢查、記錄學(xué)檢查以及計量經(jīng)濟學(xué)檢查。（二）模型形式的擬定：國內(nèi)生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的散點圖關(guān)系（三）建立模型：根據(jù)散點圖，我們建立一元線性回歸模型:Y=Bo+0\X+n.參數(shù)估計DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/17/11Time:21:45Sample(adjusted):19792008Includedobservations:30afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6391.678348.756118.327070.0000X2.3428440.009194254.81520.0000E(-1)0.9354120.07585612.331480.0000R-squared0.999606Meandependentvar59871.28AdjustedR-squared0.999577S.D.dependentvar74568.44S.E.ofregression1534.435Akaikeinfocriterion17.60435Sumsquaredresid63571257Schwarzcriterion17.74447Loglikelihood-261.0653Hannan-Quinnenter.17.64918F-statistic34230.23Durbin-Watsonstat1.732384Prob(F-statiStic)0.000000A,=6391.6784=2.342844于是，可得一元線性回歸函數(shù):y.=6391.678+2.342844X,.經(jīng)濟意義檢查在該模型中，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值前的參數(shù)估計量為2.342844,數(shù)值是正值，表白第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長對國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長是有奉獻的，與人們的經(jīng)濟理念是一致的。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值前的參數(shù)估計量數(shù)值大于1,表白增長1單位的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，得到的國內(nèi)生產(chǎn)總值大于1,根據(jù)凱恩斯的貨幣乘數(shù)理論，這也是符合人們的經(jīng)濟增長規(guī)律的。因此認(rèn)為，該模型通過了經(jīng)濟意義檢查。.記錄學(xué)檢查（一）擬合優(yōu)度檢查由上圖可得尺2=0.999606,表白國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的99.9606%是由第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的變化來解釋的。擬合優(yōu)度較高，模型的線性關(guān)系比較強。（二）變量的顯著性檢查由回歸結(jié)果知，兒的t檢查值八二18.32707,4的t檢查值乙=254.8152O在給定的顯著性水平a=0.05的情況下，查t分布表自由度為30,得臨界值為2.042。乙大于臨界值，說明解釋變量第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在95%的置信度下顯著，通過了變量顯著性檢查。(三)參數(shù)的置信區(qū)間估計給定。二0.05,查t分布表自由度為30,得臨界值為2.042AA又為的標(biāo)準(zhǔn)差為348.7561,/?!的標(biāo)準(zhǔn)差為0.009194,所以，根據(jù)回歸分析數(shù)據(jù)，再由公式可計算約為：A)的置信區(qū)間(5679.518,7103.838),四的置信區(qū)間(2.324070,2.361618),用的置信區(qū)間不包含0,模型通過檢查。.計量經(jīng)濟學(xué)檢查一、序列相關(guān)檢查：圖示法檢查YResiduals

由于殘差e可以作為u的估計，因此，假如各個u之間存在序列相關(guān)性，必然會由殘差e的變化反映出來，因此，可以通過殘差e的變化圖來判斷隨機干擾項的序列相關(guān)性。由上面兩個截圖可知，隨機干擾項之間也許存在正序列相關(guān)性?；貧w檢查法檢查一階回歸檢查(Isee(—1))以e為被解釋變量，以各種也許的相關(guān)兩，諸如e(-1)、e(-2)、e(-3)等等作為解釋變量，建立各種方程，所得結(jié)果如下圖。DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:12/15/11Time:17:24Sample(adjusted):19792008Includedobservations:30afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.E(-1)0.9000990.08035911.200910.0000R-squared0.811977Meandependentvar143.0312AdjustedR-squared0.811977S.D.dependentvar3814.289S.E.ofregression1653.939Akaikeinfocriterion17.69247Sumsquaredresid79329930Schwarzcriterion17.73918Loglikelihood-264.3871Hannan-Quinncriter.17.70741Durbin-Watsonstat1.460156由上表可知,e(T)出現(xiàn)在拒絕域，故不止存在一項滯后項，繼續(xù)做二階自回歸二階回歸檢查

DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:12/15/11Time:17:25Sample(adjusted):19802008Indudedobservations:29afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.E(-1)1.1566610.1882666.1437710.0000E(-2)-0.2844960.185692-1.5320840.1371R-squared0.818951Meandependentvar292.0799AdjustedR-squared0.812245S.D.dependentvar3791.851S.E.ofregression1643.034Akaikeinfocriterion17.71295Sumsquaredresid72888168Schwarzcriterion17.80725Loglikelihood-254.8378Hannan-Quinncriter.17.74248Durbin-Watsonstat1.981493由上表可知,e(-2)的P值=0.1371>0.05,落入接受域，說明隨機干擾項只存在一階序列相關(guān)。D.W.檢查由上表的D.W.檢查結(jié)果，在5%線性檢查性水平下，n=29,k=2查表得d/=L34,dM=L48,由于D.W.=0.189498<4=134,可知道也許存在正序列相關(guān)拉格朗日乘數(shù)(LM)檢查(Isecxe(-l))

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/15/11Time:17:17Sample:19782008Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5836.974862.23956.7695510.0000X2.3666230.022796103.81840.0000R-squared0.997317Meandependentvar58054.41AdjustedR-squared0.997224S.D.dependentvar74009.70S.E.ofregression3899.341Akaikeinfocriterion19.43734Sumsquaredresid4.41E+08Schwarzcriterion19.52986Loglikelihood-299.2788Hannan-Quinncriter.19.46750F-statistic10778.27Durbin-Watsonstat0.189498Prob(F-statistic)0.000000DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:12/17/11Time:21:43Sample(adjusted):19792008Includedobservations:30afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C554.7039348.75611.5905210.1234X-0.0237790.009194-2.5862780.0154E(-1)0.9354120.07585612.331480.0000R-squared0.849327Meandependentvar143.0312AdjustedR-squared0.838166S.D.dependentvar3814.289S.E.ofregression1534.435Akaikeinfocriterion17.60435Sumsquaredresid63571257Schwarzcriterion17.74447Loglikelihood-261.0653Hannan-Quinnenter.17.64918F-statistic76.09796Durbin-Watsonstat1.732384Prob(F-statistic)0.000000由上表可知LMfIV2=26.329水平為5%,自由度為1的力；。，=3.84,1加>Zo.o5=3.84說明原模型存在序列相關(guān)性.序列相關(guān)性的補救1.運用廣義最小二乘法建立1sycxe(-l),結(jié)果如下DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/17/11Time:21:45Sample(adjusted):19792008Includedobservations:30afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6391.678348.756118.327070.0000X2.3428440.009194254.81520.0000E(-1)0.9354120.07585612.331480.0000R-squared0.999606Meandependentvar59871.28AdjustedR-squared0.999577S.D.dependentvar74568.44S.E.ofregression1534.435Akaikeinfocriterion17.60435Sumsquaredresid63571257Schwarzcriterion17.74447Loglikelihood-261.0653Hannan-Quinncriter.17.64918F-statistic34230.23Durbin-Watsonstat1.732384Prob(F-statistic)0.000000由上表可知，Y=639l.678+2.3428X調(diào)整后的If2=0.999577,相關(guān)性表現(xiàn)特顯著。(四)