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文檔簡(jiǎn)介

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告學(xué)院:公共管理學(xué)院 班級(jí):公共事業(yè)管理 姓名:寧梓涵 學(xué)號(hào):201111050145一、實(shí)驗(yàn)名稱:中國房?jī)r(jià)增長(zhǎng)的影響因素分析二、實(shí)驗(yàn)背景自從20世紀(jì)80年代房地產(chǎn)業(yè)起步以來,由于改革開放和居民可支配收入的提高,90年代中后期國家實(shí)施積極的財(cái)政政策,房地產(chǎn)投資所占比例增加,以住宅為主的房地產(chǎn)業(yè)持續(xù)高速發(fā)展,成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展新的增長(zhǎng)點(diǎn)。近幾年,隨著房?jī)r(jià)的一路飆升,房地產(chǎn)業(yè)已成為人們最為關(guān)注的市場(chǎng)之一。 住房對(duì)人們而言,可以算是一種生活必需品,但同時(shí),它不同于日常商品,不需要反復(fù)的購買。對(duì)現(xiàn)今大多數(shù)的中國老百姓而言,并不缺少住房,房?jī)r(jià)的上漲便是基于特定形式的通脹,是個(gè)貨幣問題,是種

2、投資,而并非物資短缺所引起的價(jià)格上漲。中國的房產(chǎn)已是國內(nèi)一項(xiàng)支柱產(chǎn)業(yè)之一,就其本身而言,存在著資產(chǎn)的泡沫,是種價(jià)格和價(jià)值的背離。當(dāng)今的房產(chǎn)業(yè),給人一種買房很危險(xiǎn),賣房更危險(xiǎn)的概念,這便是樓市泡沫的主要推動(dòng)力恐懼。這點(diǎn)使得前期進(jìn)行房產(chǎn)投資的人不敢輕易拋售手中資產(chǎn),房?jī)r(jià)便很難下降。 考慮到這幾點(diǎn)因素,包括投資、資產(chǎn)泡沫、房屋供求關(guān)系等等,所應(yīng)考慮的解釋變量可以為居民可支配收入、利率、準(zhǔn)備金率等。 本次試驗(yàn)將探討哪些因素的變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致中國房?jī)r(jià)上升或下降,通過怎樣的手段,才能使中國房?jī)r(jià)(特別是一線城市)回歸正常水平。三、數(shù)據(jù)收集根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)和統(tǒng)計(jì)年鑒得到以下數(shù)據(jù):年份準(zhǔn)備金率存款利率貸款利率平均工資增長(zhǎng)值

3、(億元)商品房增加額(億元)199010.988.64139921017.519917.568.64132001056.319929.189.36133711306.2199310.0810.98136601669.719949.8110.981311672234.819959.4512.06139622798.519968.4710.08137103211.719977.478.64132603606.819985.677.92810093697.719995.226.9368673816.520004.776.39610254086.720013.875.85614994353.52002

4、2.255.31715524612.820031.985.587.516184989.420042.255.857.51984539320052.526.12823406307.220063.066.398.526378490.320073.66.571439311333220082.256.8416429716816.5Y表示商品房屋增值額(億元),X1為準(zhǔn)備金率,X2為存款利率,X3為貸款利率,X4是平均工資增長(zhǎng)值(億元)四、估計(jì)參數(shù)利用EViews進(jìn)行OLS估計(jì)的回歸結(jié)果為:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/11/14

5、Time: 20:33Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-87.565421579.820-0.0554270.9566X1-559.7353258.0935-2.1687310.0478X299.78329333.49110.2992080.7692X3376.3947149.37352.5198220.0245X42.3746650.4596355.1664180.0001R-squared0.938760 

6、0;  Mean dependent var4884.058Adjusted R-squared0.921262    S.D. dependent var4090.102S.E. of regression1147.692    Akaike info criterion17.14983Sum squared resid18440765    Schwarz criterion17.39836Log likelihood-157.9234 &#

7、160;  Hannan-Quinn criter.17.19189F-statistic53.65179    Durbin-Watson stat0.628599Prob(F-statistic)0.000000模型估計(jì)的結(jié)果為:Y=-87.56542-559.7353X1+99.78329X2+376.3947X3+2.3747X4 (1579.82) (258.0935) (333.4911) (149.3735) (0.4596) t=(-0.0554) (-2.1687) (0.2992) (2.5198) (5.1664

8、)R²=0.93876 F=53.65179 DW=0.6285995、 模型檢驗(yàn)和修正1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)在本模型中,模型參數(shù)估計(jì)量的符號(hào)、大小、相互關(guān)系,都與現(xiàn)實(shí)情況和理論分析相符,因此本模型能通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(1)擬合優(yōu)度:由模型估計(jì)的結(jié)果可以得到可決系數(shù)R²=0.93876, 修正的可決系數(shù)為0.921262,說明模型對(duì)樣本的擬合程度較好。(2)F檢驗(yàn):F=53.65179,說明回歸方程顯著,即準(zhǔn)備金率,存款利率,貸款利率,平均工資增長(zhǎng)值等變量聯(lián)合起來對(duì)房屋增值額有顯著影響。(3)t檢驗(yàn):在=0.05的顯著性水平下,X1、X3、X4的系數(shù)都通過了t檢驗(yàn),c

9、和X2的系數(shù)沒有通過,這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù),得到相關(guān)系數(shù)矩陣:X1X2X3X4X1 1.000000 0.901764 0.547478-0.654700X2 0.901764 1.000000 0.644669-0.495723X3 0.547478 0.644669 1.000000 0.102942X4-0.654700-0.495723 0.102942 1.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出,各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)較高,存在多重共線性。

10、采用逐步回歸法進(jìn)行修正:一元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值-843.7793-929.3762209.30793.415192t統(tǒng)計(jì)量-3.542755-2.1918470.71368712.62957R²0.4247260.2203330.0290900.903686修正的R²0.3908860.174471-0.0280220.898021其中加入X4的方程修正的R²最大,以X4為基礎(chǔ),依次加入其他變量逐步回歸。加入新變量的回歸結(jié)果(一)變量X1X2X3X4修正的R²X4,X1-66.47478(-0.504171)3.294430(9.

11、004709)0.893341X4,X24.854825(0.027448)3.419559(10.65490)0.891652X4,X390.17165(0.969281)3.388018(12.44033)0.897656其中加入X3的方程修正的R²改進(jìn)最大,以X3、X4為基礎(chǔ),依次加入其他變量逐步回歸。加入新變量的回歸結(jié)果(二)變量X1X2X3X4修正的R²X1,X3,X4-509.7880(-2.672226)390.4612(2.841532)2.371410(5.324918)0.926042X2,X3,X4-368.0072(-1.295748)-368.00

12、72(-1.295748)3.008667(7.596515)0.901823當(dāng)加入X2時(shí),修正的R²有所增加,但其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。從相關(guān)系數(shù)也可以看出X2與其他變量相關(guān)程度高,這說明主要是X2引起了多重共線性,予以剔除。修正多重共線性后的回歸結(jié)果:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/12/14 Time: 02:04Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C

13、263.15661026.5290.2563560.8012X1-509.7880190.7728-2.6722260.0174X3390.4612137.41222.8415320.0124X42.3714100.4453425.3249180.0001R-squared0.938368    Mean dependent var4884.058Adjusted R-squared0.926042    S.D. dependent var4090.102S.E. of regression1112.316

14、60;   Akaike info criterion17.05094Sum squared resid18558688    Schwarz criterion17.24977Log likelihood-157.9839    Hannan-Quinn criter.17.08459F-statistic76.12663    Durbin-Watson stat0.611394Prob(F-statistic)0.000000Y=263.1

15、566-509.7880X1+390.4612X3+2.371410X4 (1026.529) (190.7728) (137.4122) (0.445342)t= (0.256356) (-2.672226) (2.841532) (5.324918)R²=0.938368 F=76.12663 DW=0.6113943、異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)檢驗(yàn)?zāi)P偷漠惙讲?,結(jié)果如下:Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic1.006249    Prob. F(9,9)0.4964Obs*R-squared

16、9.529592    Prob. Chi-Square(9)0.3899Scaled explained SS2.654547    Prob. Chi-Square(9)0.9764Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/12/14 Time: 02:12Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-Statist

17、icProb.  C-94425.849025081.-0.0104630.9919X14329.7601208616.0.0035820.9972X12221855.9133665.01.6597910.1313X1*X3-341760.2215480.9-1.5860350.1472X1*X4632.3788548.16941.1536190.2784X3638864.11531710.0.4170920.6864X3285573.2894490.570.9056280.3887X3*X4-447.4165393.9905-1.1356020.2855X4-1191.7

18、503673.969-0.3243770.7531X420.5777100.7893230.7319060.4828R-squared0.501557    Mean dependent var976773.0Adjusted R-squared0.003115    S.D. dependent var948788.8S.E. of regression947309.9    Akaike info criterion30.66606Sum squared resid8.0

19、8E+12    Schwarz criterion31.16313Log likelihood-281.3275    Hannan-Quinn criter.30.75018F-statistic1.006249    Durbin-Watson stat2.304826Prob(F-statistic)0.496374nR²=9.529592,由White檢驗(yàn)知,在=0.05下,查²分布表,得臨界值²(9)=16.9190,因?yàn)閚R

20、8;²(9),所以不拒絕原假設(shè),表明模型不存在異方差。4、自相關(guān)檢驗(yàn) 殘差圖DW檢驗(yàn):由回歸結(jié)果可得DW=0.611394,在顯著性水平=0.05下,n=19,k=3,查DW統(tǒng)計(jì)表可知,dL=0.967,dU=1.685,DWdL,所以模型中存在正自相關(guān)。選用廣義差分法解決自相關(guān)的問題。將et滯后一期回歸,可得=0.678411,對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分,得到廣義差分方程,再對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸,方程輸出結(jié)果為:Dependent Variable: Y-0.678411*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 06/12/14 Time: 20:02Sampl

21、e (adjusted): 1991 2008Included observations: 18 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-33.21595426.4753-0.0778850.9390X1-0.678411*X1(-1)-443.9982160.9188-2.7591440.0154X3-0.678411*X3(-1)461.4904106.44704.3353990.0007X4-0.678411*X4(-1)2.1850090.3450656.3321660.00

22、00R-squared0.888855    Mean dependent var2235.196Adjusted R-squared0.865038    S.D. dependent var2149.441S.E. of regression789.6441    Akaike info criterion16.37417Sum squared resid8729530.    Schwarz criterion16.57203Lo

23、g likelihood-143.3675    Hannan-Quinn criter.16.40145F-statistic37.32042    Durbin-Watson stat1.710798Prob(F-statistic)0.000001Yt*=-33.21595-443.9982X1*+461.4904X3*+2.185009X4* Se=(426.4753) (160.9188) (106.4470) (0.345065) t=(-0.077885) (-2.759144) (4.335399) (6.332166)R²=0.888855 F=37.32042 DW=1.710798n=18 k=3 =0.05條件下查DW統(tǒng)計(jì)表可得dL=0.933, dU=1.696,模型中DW=1.710798dU,說明廣義差分方程已無自相關(guān),同時(shí)可決系數(shù),t、F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到理想水平。最終的模型為:Yt=-103.28696-443.9982X1+461.4904X3+2

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