計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)3-非線性模型(學(xué)生用)(共15頁)

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院實(shí)驗(yàn)報(bào)告2014-2015學(xué)年第2學(xué)期課程名稱 計(jì) 量 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 專 業(yè) 經(jīng) 濟(jì) 數(shù) 學(xué) 班 級 學(xué) 號 姓 名 翟歡迎 實(shí)驗(yàn)名稱 實(shí)驗(yàn)3 非線性模型 實(shí)驗(yàn)地點(diǎn) N6-503 指導(dǎo)老師 花 春 榮 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院二零一五年制專心-專注-專業(yè)實(shí)驗(yàn)名稱實(shí)驗(yàn)3：非線性模型實(shí)驗(yàn)日期2015年5月 4日實(shí)驗(yàn)準(zhǔn)備實(shí)驗(yàn)?zāi)康恼莆湛删€性化的非線性回歸模型的估計(jì)方法。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案1、 雙對數(shù)與非對數(shù)模型；2、 指數(shù)模型與冪函數(shù)模型；3、 雙曲線模型；4、 多項(xiàng)式模型。數(shù)據(jù)資料與分析方法、步驟建立中國稅收收入回歸模型 問題概述：隨著經(jīng)濟(jì)的增長，國家財(cái)政收入也隨之增長，但這種

2、增長可能是非線性的1、 從國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站收集整理1978-2013年我國稅收收入Y、國內(nèi)生產(chǎn)總值X數(shù)據(jù)，建立工作文件和序列。工作文件名為“中國稅收收入回歸模型”。簡要寫出其步驟。打開EVIEWS，點(diǎn)擊File-workfile，在workfile create選擇Date-regular frequence在wf一框中輸入“中國稅收收入多元回歸模型”。在start輸入1978.在end中輸入2013，點(diǎn)擊ok。建立序列：點(diǎn)擊objectnewobject，在type of object中選擇series，在name of object中輸入y，同樣的方法建立x 同時(shí)選中x和y點(diǎn)擊open-as

3、 group，點(diǎn)擊Edit，復(fù)制其數(shù)據(jù)。2、 為了明確國內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政收入的關(guān)系，首先通過序列視圖（view）考察數(shù)據(jù)的特征：建立Y與X的散點(diǎn)圖及Y與X描述統(tǒng)計(jì)。散點(diǎn)圖描述統(tǒng)計(jì)XY Mean.421178.79 Median65985.156473.93 Maximum.2.7 Minimum3645.2519.28 Std. Dev.830402.68 Skewness1.1. Kurtosis4.4.78947 Jarque-Bera14.7192822.26431 Probability0.0. Sum.5 Sum Sq. Dev.8.88E+113.24E+10 Observatio

4、ns36363、 考慮以下模型：（1）線性模型：（2）雙對數(shù)模型：（3）倒數(shù)模型：（4）冪函數(shù)模型：（5）指數(shù)模型：（6）多項(xiàng)式模型：對上述6個(gè)模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，并加以比較。1，線性模型回歸分析Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/03/12 Time: 15:00Sample: 1978 2013Included observations: 36VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX-2806.8350.636.05330.-4.60.188630.00010R-squ

5、ared0. Mean dependent var21178.79Adjusted R-squared0. S.D. dependent var30402.68S.E. of regression2974.424 Akaike info criterion18.88744Sum squared resid3.01E+08 Schwarz criterion18.97541Log likelihood-337.9739 Hannan-Quinn criter.18.91815F-statistic3622.672 Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0樣本回

6、歸方程：-2806.835+0.190x方程顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)H0：1=0 H1：1不等于零有表可知，得F統(tǒng)計(jì)量F-statistic=3622.672，對于給定的顯著性水平=0.05，查出分子自由度為1，分母自由度為=n-2=34，F(xiàn)臨界值F（1，34）=4.13，F(xiàn)-statistic=3622.672F（1，34）=4.13拒絕原假設(shè)，1顯著不為零，總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.99，說明總離差平方和有99%被樣本回歸直線解釋，僅有1%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。2，雙對數(shù)模型w=log（

7、y），z=log（x）在主菜單命令窗口中輸入genr w=log（y）然后按回車 genr z=log（x）然后按回車Dependent Variable: WMethod: Least SquaresDate: 02/09/14 Time: 17:47Sample: 1978 2013Included observations: 36VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CZ-.02199-9.46.9537200R-squared0. Mean dependent var8.Adjusted R-squared0. S.D

8、. dependent var1.S.E. of regression0. Akaike info criterion-0.Sum squared resid1. Schwarz criterion-0.Log likelihood6. Hannan-Quinn criter.-0.F-statistic2204.652 Durbin-Watson stat0.29515Prob(F-statistic)0樣本回歸方程：w=-2.283+1.032z 方程的顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)H0：1=0 H1：1不等于零有表可知，得F統(tǒng)計(jì)量F-statistic=2204.652，對于給定的顯著性水平 =0.

9、05，查出分子自由度為1，分母自由度為 =n-2=34，F(xiàn)臨界值F （1，34）=4.13 ，F(xiàn)-statistic=2204.652F （1，34）=4.13 拒絕原假設(shè)，1顯著不為零，總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.98，說明總離差平方和有98%被樣本回歸直線解釋，僅有2%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。3，倒數(shù)模型W1=1/y在主菜單命令窗口中輸入 genr w1=1/y 然后回車Dependent Variable: W1Method: Least SquaresDate: 02/09/14

10、Time: 17:59Sample: 1978 2013Included observations: 36VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX0.-1.94E-090.000115.45E-106.-3.00.0012R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.24899 S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-12.25555Sum squared resid8.98E-06 Schwar

11、z criterion-12.16758Log likelihood222.5999 Hannan-Quinn criter.-12.22484F-statistic12.60392 Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.00115樣本回歸方程：w1=0.-1.94E-09x 方程的顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)H0：1=0 H1：1不等于零有表可知，得F統(tǒng)計(jì)量F-statistic=12.60392，對于給定的顯著性水平 =0.05，查出分子自由度為1，分母自由度為 =n-2=34，F(xiàn)臨界值F （1，34）=4.13 ，F(xiàn)-statistic=12.60392F

12、（1，34）=4.13 拒絕原假設(shè)，1顯著不為零，總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.27，說明總離差平方和有27%被樣本回歸直線解釋，有73%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度不好。4，冪函數(shù)模型w=log（y），z=log（x）c=log（A）在主菜單命令窗口中輸入genr w=log（y）然后按回車 genr z=log（x）然后按回車和2雙對數(shù)模型的回歸分析一樣樣本回歸方程：w=-2.283+1.032z 冪函數(shù)模型：方程的顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)H0：1=0 H1：1不等于零有表可知，得F統(tǒng)計(jì)量F-stati

13、stic=2204.652，對于給定的顯著性水平 =0.05，查出分子自由度為1，分母自由度為 =n-2=34，F(xiàn)臨界值F （1，34）=4.13 ，F(xiàn)-statistic=2204.652F （1，34）=4.13 拒絕原假設(shè)，1顯著不為零，總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.98，說明總離差平方和有98%被樣本回歸直線解釋，僅有2%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。5，指數(shù)模型w=log（y）在命令窗口中輸入：ls w c xDependent Variable: WMethod: Least Squa

14、resDate: 02/11/14 Time: 21:01Sample: 1978 2013Included observations: 36VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX7.9.13E-060.174728.67E-0743.936910.5343800R-squared0. Mean dependent var8.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var1.S.E. of regression0. Akaike info criterion2.Sum squared resid22.69

15、78 Schwarz criterion2.57571Log likelihood-42.77927 Hannan-Quinn criter.2.F-statistic110.9731 Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0樣本回歸方程：=7.677+9.13E-06X LnYi=7.677+9.13E-06X方程顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)由表可知，得F統(tǒng)計(jì)量 F-statistic=110.9731，對于給定的顯著性水平 =0.05，查出分子自由度為1，分母自由度為 =n-2=34，F(xiàn)臨界值F （1，34）=4.13 ，F(xiàn)-statistic=110.9731F

16、 （1，34）=4.13 拒絕原假設(shè)，1顯著不為了零。說明總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.77，說明總離差平方和有77%被樣本回歸直線解釋，僅有23%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。6，多項(xiàng)式模型在命令窗口中輸入：genr z1=xi genr z2=xi2ls y c z1 z2Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 02/11/14 Time: 21:26Sample: 1978 2013Included observations: 36Va

17、riableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CZ1Z2-535.64260.1.11E-07337.53120.9.27E-09-1.29.0395211.976260.122100R-squared0. Mean dependent var21178.79Adjusted R-squared0. S.D. dependent var30402.68S.E. of regression1305.735 Akaike info criterion17.26658Sum squared resid Schwarz criterion17.39854Log

18、 likelihood-307.7984 Hannan-Quinn criter.17.31263F-statistic9470.992 Durbin-Watson stat0.30823Prob(F-statistic)0樣本回歸方程 =-535.6426+0.z1+1.11E-07z2方程顯著性檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)由表可知，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量F-statistic=9470.992，對于給定的顯著性水平 =0.05，查出分子自由度為1，分母自由度為 =n-2=34，F(xiàn)臨界值F （1，34）=4.13 ，F(xiàn)-statistic=110.9731F （1，34）=4.13 拒絕原假設(shè)，i（i=1，2）顯著不為了

19、零。說明總體回歸方程是顯著的，即我國稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在顯著的線性關(guān)系。R-squared=0.998，說明總離差平方和有99.8%被樣本回歸直線解釋，僅有0.2%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。綜上所訴，第六個(gè)比較好。4、完成書本108頁第3題。印度在1948-1964年間的名義貨幣存量（現(xiàn)金余額），名義國民收入，內(nèi)含價(jià)格縮減指數(shù)（也稱為綜合價(jià)格換算系數(shù)），長期利率。用內(nèi)含價(jià)格縮減指數(shù)分別除名義貨幣存量和名義國民收入，得到實(shí)際貨幣存量和實(shí)際國民收入，記為，。（1） 考慮貨幣需求函數(shù)模型：利用最小二乘估計(jì)該模型。（2） 考慮貨幣需求函數(shù)模型：利用最小二乘法

20、估計(jì)該模型。（3） 考慮貨幣需求函數(shù)模型：利用最小二乘法估計(jì)該模型。（4） 考慮貨幣需求函數(shù)模型：利用最小二乘法估計(jì)該模型。（5）對上述4個(gè)模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，并加以比較。4，（1）在命令窗口中輸入：genr yt=p/y genr w=log(m) genr x1=log(yt) genr x2=log(r) genr x3=log(p) ls w c x1 x2 x3Dependent Variable: WMethod: Least SquaresDate: 02/02/14 Time: 18:56Sample: 1948 1964Included observations: 17Var

21、iableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX1X2X3-2.-.0.308680.0.-1.-.2630.51550.11860.0116R-squared0. Mean dependent var5.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-1.Sum squared resid0. Schwarz criterion-1.Log likelihood15.36817 Hannan-Quinn

22、criter.-1.F-statistic26.47581 Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.得到的樣本回歸方程：w=-2.0956-0.2064x1+0.8641X2+1.2660X3其中，貨幣需求函數(shù)方程方程顯著性檢：R-squared=0.86，說明總離差平方和有86%被樣本回歸直線解釋，僅有14%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度是很高的。F-statistic=26.47581，對于給定的顯著性水平=0.05，查出分子的自由度為3，分母的自由度為17-3-1=13，因?yàn)镕-statistic=26.47581，所以拒

23、絕原假設(shè)，總體回歸方程是顯著的。即我國名義貨幣量與實(shí)際國民收入、內(nèi)含價(jià)格縮減指數(shù)、長期利率之間存在顯著的線性關(guān)系 。（2）在命令窗口中輸入：genr w=log(m)genr x1=log(y)genr x2=log(r)genr x3=log(p)ls w c x1 x2 x3Dependent Variable: WMethod: Least SquaresDate: 01/31/14 Time: 10:44Sample: 1948 1964Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX1X

24、2X3-.1.0.308680.0.-.0.2630.51550.11860.0794R-squared0. Mean dependent var5.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-1.Sum squared resid0. Schwarz criterion-1.Log likelihood15.36817 Hannan-Quinn criter.-1.F-statistic26.47581 Durbin-Watson stat0

25、.Prob(F-statistic)0.得到的樣本回歸方程：w=-2.096+0.206x1+0.864x2+1.06x3貨幣需求函數(shù)模型：，方程顯著性檢驗(yàn)：R-squared=0.86，說明總離差平方和有86%被樣本回歸直線解釋，僅有14%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度是很高的。F-statistic=26.47581，對于給定的顯著性水平=0.05，查出分子的自由度為3，分母的自由度為17-3-1=13，因?yàn)镕-statistic=26.47581，所以拒絕原假設(shè)，總體回歸方程是顯著的。即我國名義貨幣量與名義國民收入、內(nèi)含價(jià)格縮減指數(shù)、長期利率之間存在顯著的線性

26、關(guān)系（3）在命令窗口中輸入：genr Mt=p/m genr w1=log(Mt) ls w1 c x1 x2 Dependent Variable: W1Method: Least SquaresDate: 02/02/14 Time: 19:23Sample: 1948 1964Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CX1X21.0.-.3.0.-1.928220.00370.46230.0744R-squared0. Mean dependent var-0.Adjust

27、ed R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-1.Sum squared resid0. Schwarz criterion-1.Log likelihood15.12318 Hannan-Quinn criter.-1.41164F-statistic21.16311 Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.樣本回歸方程：w1=1.0065+0.2268x1-0.9439x2其中，貨幣需求函數(shù)模型：方程顯著性檢驗(yàn)：方程顯著性檢驗(yàn)：R-squared=0.75，說明總離差平方和有71%被樣本回歸直線解釋，僅有25%未被樣本回歸直線解釋，因此，樣本回歸直線對樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度是很高的。F-statistic=21.16311，對于給定的顯著性水平 =0.05，查出分子的自由度為2，分母的自由度為17-2-1=14， ，因?yàn)镕-statistic