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《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)案例分析一元回歸模型實(shí)例分析.doc》由會(huì)員上傳分享，免費(fèi)在線閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在教育資源-天天文庫(kù)。
1、案例分析1—一元回歸模型實(shí)例分析依據(jù)1996-2005年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的資料，經(jīng)過(guò)整理，獲得以下農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出和人均純收入的數(shù)據(jù)如表2-5：表2-5農(nóng)村居民1995-2004人均消費(fèi)支出和人均純收入數(shù)據(jù)資料單位：元年度1995199619971998199920002001200220032004人均純收入1577.71926.12090.12161.12210.32253.42366.42475.62622.22936.4人均消費(fèi)支出1310.41572.11617.21590.31577.41670.11741.11834.3
2、1943.32184.7一、建立模型以農(nóng)村居民人均純收入為解釋變量X，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出為被解釋變量Y，分析Y隨X的變化而變化的因果關(guān)系?？疾鞓颖緮?shù)據(jù)的分布并結(jié)合有關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，建立一元線性回歸模型如下：Yi=b0+b1Xi+mi根據(jù)表2-5編制計(jì)算各參數(shù)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計(jì)算表。求得:根據(jù)以上基礎(chǔ)數(shù)據(jù)求得:樣本回歸函數(shù)為：上式表明，中國(guó)農(nóng)村居民家庭人均可支配收入若是增加100元，居民們將會(huì)拿出其中的62.39元用于消費(fèi)。二、模型檢驗(yàn)1．?dāng)M合優(yōu)度檢驗(yàn)2.t檢驗(yàn)在顯著性水平a=0.05，n-2=8時(shí)，查t分布表，得到：提出假設(shè),原假設(shè)H0：b1=0，備
3、擇假設(shè)H1：b110，差異顯著，拒絕b1=0的假設(shè)。3.F檢驗(yàn)提出原假設(shè)H0：b1=0，備擇假設(shè)H1：b110在顯著性水平a=0.05，n-2=8時(shí)，查F分布表，得到：F（1，8）=5.32。160.7505>5.32，即F>F（1，8），差異顯著，拒絕b1=0的假設(shè)。三、預(yù)測(cè)當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)到3500元時(shí),對(duì)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出預(yù)測(cè)如下:在顯著性水平a=0.05,n-2=8時(shí)，=2.306從而=2476.405-2.306′84.13257219=2282.40(元)=2476.405+2.306′84.13257219=267
4、0.41(元)當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均純收入增長(zhǎng)到3500元時(shí),，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出在2282.40元至2670.41元之間的概率為95%。四、利用計(jì)算機(jī)進(jìn)行分析的步驟以上分析內(nèi)容可以借助計(jì)算機(jī)完成，下面以EViews3.0軟件為例，介紹其分析過(guò)程。1．設(shè)定工作范圍打開(kāi)EViews，按照以下步驟設(shè)定工作范圍：File?New?Workfile?WorkfileRange?Annual?Startdata(1995)?Enddata(2004)（圖2-5、圖2-6）?OK圖2-5WorkfileRange對(duì)話框圖2-6Workfile工作狀態(tài)圖2．
5、輸入變量在Workfile工作狀態(tài)下輸入變量X,YObjects?NewObject?TypeofObject（series）?NameforObject（X）（圖2-7、圖2-8）?OK。同理，可輸入變量Y。圖2-7輸入變量X狀態(tài)圖圖2-8Workfile工作狀態(tài)圖3．輸入樣本數(shù)據(jù)在Workfile工作狀態(tài)下選中X、Y，右擊鼠標(biāo)，Open?asGroup?Edit，輸入數(shù)據(jù)（見(jiàn)圖2-9）。圖2-9Edit工作狀態(tài)圖4．輸入方程式在Workfile工作狀態(tài)下，選中Y、X，右擊鼠標(biāo)，Open?asEquation?EquationSpecifi
6、cation?(YCX)（圖2-10）?OK，輸出回歸分析結(jié)果（見(jiàn)圖2-11）。圖2-10輸入YCX工作狀態(tài)圖圖2-11回歸分析表輸出結(jié)果的解釋：Variable解釋變量Coefficient解釋變量的系數(shù)Std.Error標(biāo)準(zhǔn)差t-Statistict-檢驗(yàn)值Prob.t-檢驗(yàn)的相伴概率R-squared樣本決定系數(shù)AdjustedR-squared調(diào)整后的樣本決定系數(shù)S.E.regression回歸標(biāo)準(zhǔn)差Sumsquaredresid殘差平方和Loglikelihood對(duì)數(shù)似然比Durbin-WatsonstatD-W統(tǒng)計(jì)量Meandep
7、endentvar被解釋變量的均值S.D.dependentvar被解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)kaikeinfocriterion赤池信息量Schwarzcriterion施瓦茲信息量F-statisticF統(tǒng)計(jì)量Prob(F-statistic)F統(tǒng)計(jì)量的相伴概率由圖2-11可以獲得以下信息：是b0,b1回歸系數(shù)的估計(jì)量值，r2是在雙變量情況下，樣本的可決系數(shù)是估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差，是估計(jì)量的t統(tǒng)計(jì)量。F=160.7542是F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值樣本回歸函數(shù)為：樣本回歸函數(shù)（SampleRegressionFunction，SRT）5．預(yù)測(cè)（1）擴(kuò)展工作范圍在
8、Workfile工作狀態(tài)下，Procs→ChangeWorkfileRange→Enddata(2005)→OK再選擇Sample(19952005)(圖2-12)
