計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)大作業(yè)-建立模型

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)大作業(yè)——建立模型學(xué)院：__________金融學(xué)院_____________上課學(xué)期：___2011-2012第一學(xué)期_________課程名稱:_______金融計(jì)量學(xué)_____________指導(dǎo)教師：______________________實(shí)驗(yàn)主題：_GDP增長與三大產(chǎn)業(yè)關(guān)系模型____小組成員：二零一一年十一月二十四日目錄2、再分別對第一產(chǎn)業(yè)增長率X1，第二產(chǎn)業(yè)增長率X2，第三產(chǎn)業(yè)增長率X3與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的關(guān)系進(jìn)行散點(diǎn)圖分析，對它們之間的大致關(guān)系做一個初步了解。（1）第一產(chǎn)業(yè)增長率X1與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的散點(diǎn)圖（圖2）由圖可以初步看出被解釋變量Y與解釋變量X1大致存在一個正相關(guān)同方向變動的關(guān)系，但相關(guān)度不高。（2）第二產(chǎn)業(yè)增長率X2與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的散點(diǎn)圖（圖3）由圖也可以初步看出被解釋變量Y與解釋變量X2大致存在一個正相關(guān)同方向變動的關(guān)系，相關(guān)度比較高（3）第三產(chǎn)業(yè)增長率X3與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的散點(diǎn)圖（圖4）由圖同樣可以初步看出被解釋變量Y與解釋變量X3大致存在一個正相關(guān)同方向變動的關(guān)系，相關(guān)度同樣是比較高的。5.模型參數(shù)估計(jì)運(yùn)用gretl軟件，采用最小二乘法，對搜集的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，對所建模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。（圖5）可得到模型表達(dá)式為：=0.6902+0.1869X1+0.4564X2+0.2875X3（1.727）（3.971）（15.04）（6.837）F=239.180.3123D.W.=0.5372

6.模型的檢驗(yàn)6.1.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)6.1.1.多重共線性檢驗(yàn)對于模型的基本假設(shè)之一就是解釋變量之間相互獨(dú)立。如果某兩個或多個解釋變量之間出現(xiàn)了相關(guān)性，則稱為存在多重共線性。在本模型中，經(jīng)過最小二乘法估計(jì)，模型的和F值都比較大，但各參數(shù)估計(jì)值的t檢驗(yàn)值大小不一，說明各解釋變量對Y的聯(lián)合作用顯著，但各解釋變量間可能存在共線性而使得它們對Y的獨(dú)立作用并不都是很明顯。接下來我們需要進(jìn)一步對其進(jìn)行檢驗(yàn)。6.1.1.1.簡單回歸系數(shù)檢驗(yàn)（圖6）結(jié)果顯示變量X2與X3之間可能存在著較高的多重共線性。需要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)已確定變量間是否真的存在多重共線性。我們采用逐步回歸法做進(jìn)一步分析。6.1.1.2.找出最簡單的回歸形式（1）Y與X1構(gòu)成的回歸模型（圖7）(8.486)(0.6236)（2）Y與X2構(gòu)成的回歸模型（圖8）(5.872)(10.95)（3）Y與X3構(gòu)成的回歸模型（圖9）(2.301)(7.183)由上，分別歸納出Y與X1,X2,X3之間的回歸，得：(1)(8.486)(0.6236)(2)(5.872)(10.95)(3)(2.301)(7.183)可見，GDP增長率受第二產(chǎn)業(yè)增長率影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，因此選（2）為初始回歸模型。6.1.1.3.逐步回歸法檢驗(yàn)以GDP為解釋變量，逐個引入解釋變量，構(gòu)成回歸模型，進(jìn)行模型檢驗(yàn)。根據(jù)擬合優(yōu)度的變化來決定新引入的變量是否可以用其他變量的線性組合代替。第一步，以GDP為被解釋變量，引入X2,X1進(jìn)行模型估計(jì)。（圖10）圖中可以看出，引入變量X1之后，模型的擬合優(yōu)度從0.8106提高到0.9021，擬合擬合優(yōu)度提高，且參數(shù)符號合理，變量也通過了t檢驗(yàn)。第二步，引入解釋變量X3GDP=f(X2,X1，X3)（圖11）模型的擬合優(yōu)度再次提高，變量也通過了t檢驗(yàn)。以上結(jié)果表明，模型中選取的變量都是必要且合理的。所以綜上所述，該模型不存在多重共線性,不需要增減變量。6.1.2.異方差性檢驗(yàn)在模型的基本假設(shè)中，假定了隨機(jī)干擾項(xiàng)之間同方差。然而對于不同的樣本點(diǎn)，隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差不再是常數(shù)，而是互不相同的，則認(rèn)為出現(xiàn)了異方差。我們先用圖示檢驗(yàn)的方法大致判斷模型是否存在異方差。6.1.2.1.圖示檢驗(yàn)法（圖12）由圖示檢驗(yàn)大致可以看出，模型存在不同形式的異方差，但還不準(zhǔn)確，需要下面做進(jìn)一步檢驗(yàn)。6.1.2.2.White檢驗(yàn)（圖13）White檢驗(yàn)結(jié)果得n=19.6057，大于在給定的5%的顯著性水平下查表得到的=15.51，故在5%的顯著性水平下模型存在異方差性。下面我們需要對他進(jìn)行修正；6.1.2.3.異方差的修正（圖14）經(jīng)過修正后的模型表達(dá)式為：=0.7081+0.1567X1+0.4320X2+0.3223X3（3.667）（4.391）（17.63）（7.468）F=968.8639D.W.=0.6164

6.1.3.隨即擾動項(xiàng)序列相關(guān)檢驗(yàn)6.1.3.1.D.W.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒?jīng)過修正后，由最小二乘法估計(jì)結(jié)果可知：DW值為0.6164，而n=30，k=4（包含常數(shù)項(xiàng)）的DW臨界值下限為1.21，說明模型存在序列相關(guān)性。6.1.3.2.拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)（圖15）在的條件下，<LM=27.1453,所以該模型存在1階序列相關(guān)性。同理可以得到模型同樣存在2階，3階序列相關(guān)性。下面要對它進(jìn)行修正：6.1.3.3.序列相關(guān)性修正（圖16）經(jīng)過修正后的最終的模型表達(dá)式為：=0.4150+0.2506X1+0.4002X2+0.3852X3（0.9177）（12.19.）（13.85）（9.853）F=766.6608D.W.=2.2951

6.2.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過估計(jì)所得到參數(shù)，可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：⑴0.4150，表示當(dāng)三大產(chǎn)業(yè)保持原有規(guī)模，我國GDP仍能增加0.4150個百分點(diǎn)。這種結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，合理。⑵=0.2506,表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點(diǎn)，GDP增加0.2506個百分點(diǎn)；反之，降低0.2506，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。⑶=0.4002,表示在其他條件不變的情況下，第產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點(diǎn)，GDP增加0.4002個百分點(diǎn)；反之，降低0.4002，符合現(xiàn)實(shí)。⑷=0.3852,表示在其他條件不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)每增長1個百分點(diǎn)，GDP增加0.3852個百分點(diǎn)；反之，降低0.3852，同樣符合邏輯。綜上可知，該模型符合經(jīng)濟(jì)意義，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過。且根據(jù)這一數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)的增長對GDP的增長影響是最大的，這也符合我們?nèi)粘Ｋ季S中對GDP增長的理解。因此，大力發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)對整個國民經(jīng)濟(jì)增長具有至關(guān)重要的作用。6.3.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)6.3.1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)可決系數(shù)由參數(shù)估計(jì)結(jié)果可得，樣本決定系數(shù)R^2=0.9904接近于1，可見其擬合優(yōu)度不錯。說明GDP的增長99.04%可由第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增長來解釋。該模型的指示性作用還是非常強(qiáng)的。調(diào)整后的可決系數(shù)因解釋變量為多元，使用調(diào)整的擬合優(yōu)度，以消除解釋變量對擬合優(yōu)度的影響。調(diào)整后的R^2=0.9892同樣很高，所以，其擬合程度不錯。6.3.2.方程顯著性檢驗(yàn)——F檢驗(yàn)構(gòu)造假設(shè)H0:βi=0H1:βi不全為零在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量F=(ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=766.6608而在給定顯著性水平α=0.05,n=30,k=3時，查表得F0.05(3,26)=2.98＜766.6608，由此可知，應(yīng)拒絕原假設(shè)，接受H1，認(rèn)為回歸方程顯著成立。6.3.3.參數(shù)顯著性檢驗(yàn)——t檢驗(yàn)同樣構(gòu)造假設(shè)H0:βi=0H1:βi≠0在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量t=(^βi-βi)/S(^βi)當(dāng)βi=0時，t1=12.19、t2=13.85、t3=9.853；在顯著性水平α=0.05,n=30,k=3時，查表得t0.025(26)=2.056,得t＞t0.025(16)=2.056,則拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即認(rèn)為βi顯著不為0。7.結(jié)論由數(shù)據(jù)生成的趨勢圖（圖17） 綜合上圖，再聯(lián)系本次模型，可以發(fā)現(xiàn)：1、第二產(chǎn)業(yè)對GDP增長的貢獻(xiàn)率是幾個因素中最大的，其次是第三產(chǎn)業(yè)，最小的是第一產(chǎn)業(yè)；2、第二、三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)率總體來說在不斷提高，其中以第三產(chǎn)業(yè)的增速最快，而第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率有所下降；3、我國的第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的并不是很好，但另一個方面也說明第一產(chǎn)業(yè)還有很大的上升區(qū)間。4、與發(fā)達(dá)國家相比，我國還沒有充分發(fā)揮出第三產(chǎn)業(yè)對國家經(jīng)濟(jì)的巨大拉動作用，仍有很大的提升區(qū)間。8.對策與建議1、保持第二產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的拉動作用，并大力發(fā)展核心工業(yè)，推進(jìn)其向知識密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變。要堅(jiān)持走中國特色新興工業(yè)化道路，著重改造提升制造業(yè)，培育發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，建立創(chuàng)新型國家，提高我國核心競爭力。2、大力發(fā)掘第三產(chǎn)業(yè)的潛力，把第三產(chǎn)業(yè)打造成拉動國民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)力量，借以解決就業(yè)，改善人民生活等問題。加快推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，把推動服務(wù)業(yè)大發(fā)展作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的戰(zhàn)略重點(diǎn)。3、推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的改革，用技術(shù)革新提升農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，預(yù)防日益嚴(yán)重的糧食危機(jī)。加大對農(nóng)業(yè)的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高我國農(nóng)業(yè)的科技化、產(chǎn)業(yè)化、現(xiàn)代化水平。4、保持各大產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，推進(jìn)可持續(xù)發(fā)展，大力發(fā)展先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)，推動個大產(chǎn)業(yè)技術(shù)革新。堅(jiān)持科學(xué)發(fā)展觀，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，形成以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo)，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局；形成由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動轉(zhuǎn)變的新局面，實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)可全面協(xié)調(diào)