實(shí)驗(yàn)的三多元回歸模型

1、實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案實(shí)驗(yàn)三多元回歸模型【實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹空莆战⒍嘣貧w模型和比較、篩選模型的方法?！緦?shí)驗(yàn)內(nèi)容】建立我國(guó)國(guó)有獨(dú)立核算工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。 根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)理論， 生產(chǎn)函數(shù)的基本形式為： Y f t , L, K , 。其中，L、K 分別為生產(chǎn)過(guò)程中投入的勞動(dòng)與資金，時(shí)間變量 t 反映技術(shù)進(jìn)步的影響。表 3-1 列出了我國(guó) 1978-1994 年期間國(guó)有獨(dú)立核算工業(yè)企業(yè)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料；其中產(chǎn)出 Y 為工業(yè)總產(chǎn)值（可比價(jià)） ，L、K 分別為年末職工人數(shù)和固定資產(chǎn)凈值（可比價(jià)） 。表 3-1我國(guó)國(guó)有獨(dú)立核算工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)資料年份時(shí)間 t工業(yè)總產(chǎn)值職工人數(shù)固定資產(chǎn)Y（億元）L（萬(wàn)人）K（億元）1978132

2、89.1831392225.70197923581.2632082376.34198033782.1733342522.81198143877.8634882700.90198254151.2535822902.19198364541.0536323141.76198474946.1136693350.95198585586.1438153835.79198695931.3639554302.251987106601.6040864786.051988117434.0642295251.901989127721.0142735808.711990137949.5543646365.791991

3、148634.8044727071.351992159705.5245217757.2519931610261.6544988628.7719941710928.6645459374.34資料來(lái)源：根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1995和中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒-1995 計(jì)算整理【實(shí)驗(yàn)步驟】一、建立多元線性回歸模型建立包括時(shí)間變量的三元線性回歸模型；在命令窗口依次鍵入以下命令即可：建立工作文件：CREATEA7894輸入統(tǒng)計(jì)資料：DATAYLK精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案生成時(shí)間變量 t ： GENRT=TREND(77)建立回歸模型：LSYCTLK則生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果及有關(guān)信息如圖3-1 所示。圖 3-1 我國(guó)國(guó)有獨(dú)立

4、核算工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果因此，我國(guó)國(guó)有獨(dú)立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：y?675.3277.6789t 0.6667L0.7764K（模型）1t (-0.252) (0.672)(0.781)(7.433)R 20.9958R 20.9948F1018.551模型的計(jì)算結(jié)果表明，我國(guó)國(guó)有獨(dú)立核算工業(yè)企業(yè)的勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出為0.6667 ，資金的邊際產(chǎn)出為0.7764 ，技術(shù)進(jìn)步的影響使工業(yè)總產(chǎn)值平均每年遞增 77.68 億元。回歸系數(shù)的符號(hào)和數(shù)值是較為合理的。 R 20.9958 ，說(shuō)明模型有很高的擬合優(yōu)度， F 檢驗(yàn)也是高度顯著的，說(shuō)明職工人數(shù)L、資金 K 和時(shí)間變量 t 對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值的總影響

5、是顯著的。從圖 3-1 看出，解釋變量資金 K 的 t 統(tǒng)計(jì)量值為 7.433 ，表明資金對(duì)企業(yè)產(chǎn)出的影響是顯著的。 但是，模型中其他變量（包括常數(shù)項(xiàng)）的 t 統(tǒng)計(jì)量值都較小，未通過(guò)檢驗(yàn)。因此，需要對(duì)以上三元線性回歸模型做適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，按照統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)程序，一般應(yīng)先剔除 t 統(tǒng)計(jì)量最小的變量（即時(shí)間變量）而重新建立模型。建立剔除時(shí)間變量的二元線性回歸模型；命令：LSYCLK則生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果及有關(guān)信息如圖 3-2 所示。精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案圖 3-2 剔除時(shí)間變量后的估計(jì)結(jié)果因此，我國(guó)國(guó)有獨(dú)立工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：?2387.271.2085L0.8345K（模型2）yt (-2.922)(4.4

6、27) (14.533)R 20.9956R 20.9950 F1589.953從圖 3-2 的結(jié)果看出，回歸系數(shù)的符號(hào)和數(shù)值也是合理的。 勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出為 1.2085 ，資金的邊際產(chǎn)出為0.8345 ，表明這段時(shí)期勞動(dòng)力投入的增加對(duì)我國(guó)國(guó)有獨(dú)立核算工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出的影響最為明顯。模型 2 的擬合優(yōu)度較模型1 并無(wú)多大變化， F 檢驗(yàn)也是高度顯著的。這里，解釋變量、常數(shù)項(xiàng)的t 檢驗(yàn)值都比較大，顯著性概率都小于0.05 ，因此模型 2 較模型 1 更為合理。建立非線性回歸模型C-D生產(chǎn)函數(shù)。C-D生產(chǎn)函數(shù)為： YAL Ke ，對(duì)于此類非線性函數(shù)，可以采用以下兩種方式建立模型。方式 1：轉(zhuǎn)化成線性

7、模型進(jìn)行估計(jì)；在模型兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)，得：ln yln Aln Lln K在 EViews 軟件的命令窗口中依次鍵入以下命令：GENR LNY=log（ Y） GENR LNL=log（ L）GENR LNK=log（ K）LSLNYCLNLLNK則估計(jì)結(jié)果如圖3-3 所示。精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案圖 3-3 線性變換后的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果即可得到 C-D 生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)式為：ln y1.9513 0.6045 ln L0.6737 ln K（模型 3）?t (-1.172)(2.217) (9.310)R 20.9958R 20.9951F 1641.407即： y?0.1424 L0.6

8、045 K 0. 6737從模型 3 中看出，資本與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性都是在0 到 1 之間，模型的經(jīng)濟(jì)意義合理，而且擬合優(yōu)度較模型 2 還略有提高，解釋變量都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。方式 2：迭代估計(jì)非線性模型，迭代過(guò)程中可以作如下控制：在工作文件窗口中雙擊序列 C，輸入?yún)?shù)的初始值；在方程描述框中點(diǎn)擊 Options ，輸入精度控制值。控制過(guò)程：3參數(shù)初值： 0， 0， 0；迭代精度： 10；圖 3-4生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果此時(shí)，函數(shù)表達(dá)式為：精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案?4721.97 L1.01161K1.0317（模型 4）yt (0.313)( 2.023)(8.647)R 20.9840R 20.981

9、7可以看出，模型 4 中勞動(dòng)力彈性-1.01161 ，資金的產(chǎn)出彈性1.0317 ，很顯然模型的經(jīng)濟(jì)意義不合理，因此，該模型不能用來(lái)描述經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。而且模型的擬合優(yōu)度也有所下降， 解釋變量 L 的顯著性檢驗(yàn)也未通過(guò)， 所以應(yīng)舍棄該模型。參數(shù)初值： 0， 0， 0；迭代精度： 105；圖 3-5生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果從圖 3-5 看出，將收斂的誤差精度改為10 5 后，迭代 100 次后仍報(bào)告不收斂，說(shuō)明在使用迭代估計(jì)法時(shí)參數(shù)的初始值與誤差精度或迭代次數(shù)設(shè)置不當(dāng)， 會(huì)直接影響模型的估計(jì)結(jié)果。參數(shù)初值： 0， 0， 0；迭代精度： 105，迭代次數(shù) 1000；圖 3-6生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果此時(shí)，迭代

10、953 次后收斂，函數(shù)表達(dá)式為：?0.61100. 6649（模型 5）y 0.1450 LK精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案t (0.581)(2.267)(10.486)R 20.9957R 20.9950從模型 5 中看出，資本與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性都是在 0 到 1 之間，模型的經(jīng)濟(jì)意義合理， R2 0.9957 ，具有很高的擬合優(yōu)度，解釋變量都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。將模型 5 與通過(guò)方式 1 所估計(jì)的模型 3 比較，可見(jiàn)兩者是相當(dāng)接近的。5圖 3-7 生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果此時(shí)，迭代 14 次后收斂，估計(jì)結(jié)果與模型 5 相同。比較方式 2 的不同控制過(guò)程可見(jiàn)， 迭代估計(jì)過(guò)程的收斂性及收斂速度與參數(shù)初始值的選取密

11、切相關(guān)。若選取的初始值與參數(shù)真值比較接近，則收斂速度快；反之，則收斂速度慢甚至發(fā)散。 因此，估計(jì)模型時(shí)最好依據(jù)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義和有關(guān)先驗(yàn)信息，設(shè)定好參數(shù)的初始值。二、比較、選擇最佳模型估計(jì)過(guò)程中，對(duì)每個(gè)模型檢驗(yàn)以下內(nèi)容，以便選擇出一個(gè)最佳模型：回歸系數(shù)的符號(hào)及數(shù)值是否合理；模型的更改是否提高了擬合優(yōu)度；模型中各個(gè)解釋變量是否顯著；殘差分布情況以上比較模型的、 、步在步驟一中已有闡述，現(xiàn)分析步驟一中 5 個(gè)不同模型的殘差分布情況。分別在模型 1 模型5 的各方程窗 口中點(diǎn)擊 View/Actual,Fitted,Residual/ Actual, Fitted, Residual Table（圖

12、3-8 ），可以得到各個(gè)模型相應(yīng)的殘差分布表（圖3-9 至圖 3-13 ）?？梢钥闯?，模型 4 的殘差在前段時(shí)期內(nèi)連續(xù)取負(fù)值且不斷增大，在接下來(lái)的一段時(shí)期又連續(xù)取正值，說(shuō)明模型設(shè)定形式不當(dāng)，估計(jì)過(guò)程出現(xiàn)了較大的偏差。精彩文檔實(shí)用標(biāo)準(zhǔn)文案而且，模型 4 的表達(dá)式也說(shuō)明了模型的經(jīng)濟(jì)意義不合理， 不能用于描述我國(guó)國(guó)有工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)情況，應(yīng)舍棄此模型。模型 1 的各期殘差中大多數(shù)都落在?的虛線框內(nèi)， 且殘差分別不存在明顯的規(guī)律性。但是，由步驟一中的分析可知，模型 1 中除了解釋變量 K 之外，其余變量均為通過(guò)變量顯著性檢驗(yàn)，因此，該模型也應(yīng)舍棄。模型 2、模型 3、模型 5 都具有合理的經(jīng)濟(jì)意義，都通過(guò)了 t 檢驗(yàn)和 F 檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度非常接近， 理論上講都可以描述資本、 勞動(dòng)的投入與產(chǎn)出的關(guān)系。 但從圖 3-13 看出，模型 5 的近期誤差較大，因此也可以舍棄該模型。最后將模型 2