計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)-多元線性回歸國(guó)家原油產(chǎn)量分析（精編版）

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)告多元線性回歸國(guó)家原油產(chǎn)量分析班級(jí)： xxxx姓名： xxx學(xué)號(hào)： xxxxxxxxxx日期： 2012.04.23一、提出問(wèn)題根據(jù)相關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論，我們知道，在如今國(guó)際市場(chǎng)上 ，一個(gè)國(guó)家的原油產(chǎn)量 與多個(gè)因素存在著緊密的聯(lián)系，例如民用汽車(chē)擁有量、宏觀經(jīng)濟(jì)等都是影響一國(guó)原油產(chǎn)量的重要因素。本次將以中國(guó) 19902006 年原油產(chǎn)量與國(guó)內(nèi)民用汽車(chē)擁有量、 gdp 等因素的數(shù)據(jù)， 通過(guò)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來(lái)分析上述變量 之間的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)原油對(duì)國(guó)家的重要性，從而促進(jìn)國(guó)內(nèi)原油產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。二、模型構(gòu)建過(guò)程 變量的定義解釋變量： x 1 民用汽車(chē)擁有量， x 2 電力產(chǎn)量， x 3 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，

2、x 4 能源消費(fèi)量 被解釋變量： y 原油產(chǎn)量建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：解釋原油產(chǎn)量與民用汽車(chē)擁有量、電力產(chǎn)量、國(guó)內(nèi)生 產(chǎn)總值、以及能源消費(fèi)總量之間的關(guān)系。模型的數(shù)學(xué)形式設(shè)定原油產(chǎn)量與五個(gè)解釋變量相關(guān)關(guān)系模型，樣本回歸模型為：+x 1i +x 2i +x 3i +=yi01234x 4i + ei數(shù)據(jù)的收集該模型的構(gòu)建過(guò)程中共有四個(gè)變量 ,分別是中國(guó)從 1990 2006 年民用汽車(chē)擁有量、 電力產(chǎn)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及能源消費(fèi)總量，因此為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，最后一個(gè)即 2006 年的數(shù)據(jù)作為預(yù)測(cè)對(duì)比數(shù)據(jù)，收集的數(shù)據(jù)如下所示：用 ols 法估計(jì)模型回歸結(jié)果如下 :yi =20425.46-2.1872 x 1

3、 -0.1981 x 2 +0.0823 x 3 +0.0011 x 4d.f.=12 ,r 2 =0.9933 ,se=(531.1592) (0.4879) (0.1123) (0.0082) (0.0057)t=(38.4545) (-4.4825) (-1.7635) (10.0106) (0.1998)三、模型的檢驗(yàn)及結(jié)果的解釋、評(píng)價(jià)1.回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)解釋首先， 0 =-2.187214， 表示不受民用汽車(chē)擁有量影響下的原油產(chǎn)量， 與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相符其次， 1 =-0.198118 系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，這與我們的理論預(yù)期相一致，即電力產(chǎn)量對(duì)原油產(chǎn)量有負(fù)面影響。表示當(dāng)電力產(chǎn)量每增加 1 萬(wàn)

4、噸時(shí)，原油產(chǎn)量減少 0.198118 萬(wàn)噸；再次， p3=0.082271 系數(shù)估計(jì)值為正，與我們的理論預(yù)期相一致，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)量 對(duì)原油產(chǎn)量有正面影響。表示當(dāng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)量每增加一億元，原油產(chǎn)量增加 0.082271 萬(wàn)噸；最后， 4 =0.001145 系數(shù)估計(jì)值為正，也與我們的理論預(yù)期相符，即能源消耗總量在一原油產(chǎn)量將定程度的增加會(huì)導(dǎo)致原油產(chǎn)量增加，表示當(dāng)能源消耗總量每增加一萬(wàn)噸時(shí)，增加 0.001145 萬(wàn)噸。2.對(duì)其他統(tǒng)計(jì)變量的解釋擬合優(yōu)度檢驗(yàn)及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：r 2 0.9933， 可以看到模型的擬合優(yōu)度非常高， 說(shuō)明原油產(chǎn)量與上述四個(gè)解釋變量之間總體線性關(guān)系顯著。f 檢驗(yàn)：模型總

5、體性檢驗(yàn) （f 檢驗(yàn)）： 給定顯著水平 0.05，查自由度為 (4,12)的 f 分布表，得 f(4,12)=3.26,可見(jiàn)該模型的 f 值遠(yuǎn)大于臨界值，因此該回歸方程很明顯是顯著的。但由于 x 1 與 x 2 系數(shù)不顯著且符號(hào)為負(fù)， 與經(jīng)濟(jì)意義不符， 因此我們認(rèn)為解釋變量之間存在多重共線性。t 檢驗(yàn)：變量的顯著性檢驗(yàn)（ t 檢驗(yàn)） ：給定顯著水平 0.05，查自由度為 12 的 t 分布表，得 t / 2 122.179，大于該臨界值的的顯著變量為 x 3 ；其余的解釋變量未通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明這些變量與被解釋變量之間不存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。多個(gè)解釋變量的相關(guān)性檢驗(yàn)由上面的分析可知， x 2 和

6、 x 3 有很高的相關(guān)性，那么我們這里就用 x 3 做被解釋變量， x 1 和 x 2 做解釋變量，可得回歸模型如下：x 3 =-31466.18+26.2805 x 1 +8.5390 x 2t=(-3.4523) (2.2497) (2.9972)2 2r 0.9895, r =0.9880,f=659.0764， dw 0.6948可以看到，回歸模型的擬合優(yōu)度非常高， f 值也遠(yuǎn)大于臨界值。如果將顯著水平擴(kuò)大到 10%的話，所有參數(shù)都顯著，因此可以認(rèn)為幾個(gè)解釋變量的線性組合x(chóng) 3 +31466.18-26.2805x 1 -8.5390 x 2 0,因此存在多重共線性擬合優(yōu)度： 回歸方程

7、的 r 2 0.9707， r20.9687，說(shuō)明國(guó)家原油產(chǎn)量約 97%的變化可以由汽車(chē)擁有量、 電力產(chǎn)量、 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、 以及能源消費(fèi)總量四個(gè)因素的變化來(lái)解釋?zhuān)Ｐ途哂泻芨叩臄M合優(yōu)度。總體顯著性的 f 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為 659.0764，其中 p 值為 0.000，意味著即使在0.001 的顯性水平上， 我們?nèi)稳豢梢跃芙^給定顯著水平 0.05，查自由度為 (4,12)的 f 分布表，得 f(4,12)=3.26,可見(jiàn)該模型的 f 值遠(yuǎn)大于臨界值 。 也就是說(shuō)，模型（4.12 ）的斜率系數(shù)至少有一個(gè)不為 0，模型中至少有一個(gè)解釋變量有助于解 釋原油產(chǎn)量的變化，模型在總體上對(duì)于原油產(chǎn)量的變化具有顯

8、著的解釋能力。多重共線性的檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法上圖是 eviews 輸出所有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，可發(fā)現(xiàn) y 與所有解釋變量都是正 相關(guān)的關(guān)系，所以進(jìn)一步確定了上面的回歸存在共線性問(wèn)題。另外，我們發(fā)現(xiàn)x1 和 x2 的相關(guān)系數(shù)很高，兩變量很可能存在共線性。多個(gè)解釋變量的相關(guān)性檢驗(yàn)由上面的分析可知， x1 和 x2 有很高的相關(guān)性， 那么我們這里就用 x1 做被解釋變量， x2 和 x3 做解釋變量，可得回歸模型如下：x?1 =-757.251+0.477 x 2 +0.2454 x 3t=(-4.373) (3.662) (0.744)r2=0.9621， f=178.78， dw 1.19 。2

9、r 0.9675，f 值也遠(yuǎn)大于臨界值。如果將顯著水平x3 系數(shù)不顯著?？梢钥吹?，回歸模型的擬合優(yōu)度非常高，擴(kuò)大到 10%的話， x2 系數(shù)顯著，因此 x 1 ,x2 存在共線性。四、模型的建立這里我們用 逐步回歸法 得到農(nóng)民人均純收入模型。分別用四個(gè)解釋變量對(duì) y 進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果分別如下：可以看出， y 與 x2 擬合優(yōu)度 r 2 最大，因此將這個(gè)方程作為基本方程，然后往里加入其他變量。引入第二個(gè)變量引入變量 x 1 后， t 值 3.17 < 臨界值 3.18，其系數(shù)通不過(guò)顯著性檢驗(yàn)。引入變量 x3 后， t 值 -0.22444< 臨界值 3.18，其系數(shù)通不過(guò)顯著性檢驗(yàn)。引入變量 x 4 后， t 值 2.715< 臨界值 3.18，其系數(shù)通不過(guò)顯著性檢驗(yàn)。綜上所述，本次模型只引入變量 x 2 ，其最終輸出結(jié)果如下：模型的最終結(jié)果為y -745.76+1.069 x2（-7.644） （34.22）2 2r 0.989， r 0.988， f=1171.031, dw=1.4611異方差檢驗(yàn)（懷特檢驗(yàn)）n*r 2 =1.935< .05 (2)=5.991, 不存在異方差。五、自相關(guān)檢驗(yàn)及修正2lm n