計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文

1、<p><b>　　計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文</b></p><p><b>　　影響我國糧食產(chǎn)量</b></p><p>　　的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析</p><p><b>　　姓名：孟佳凱</b></p><p>　　學(xué)號：200*******</p>&l

2、t;p>　　班級：*******班</p><p>　　日期：2010年12月20日</p><p>　　影響我國糧食產(chǎn)量的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析</p><p>　　【摘 要】 改革開放以來我國的國民經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，尤其是糧食產(chǎn)量增長較快，糧食產(chǎn)量的增長原因很多，包括氣候條件、機械化程度、作物面積、勞動力狀況、經(jīng)濟(jì)政策、用電量等因素。要分析這些因素對其的影響，應(yīng)

3、該建立多元線性回歸模型進(jìn)行分析?，F(xiàn)將選擇農(nóng)村用電量、農(nóng)用機械總動力、糧食作物播種面積3個因素，分析其對糧食產(chǎn)量的影響。</p><p>　　【關(guān)鍵詞】 糧食產(chǎn)量 農(nóng)用機械總動力</p><p>　　農(nóng)村用電量 糧食作物播種面積 </p><p>　　一、理論模型的設(shè)計和建立</p><p>　　本例主要研究的是農(nóng)村用電量

4、、農(nóng)用機械總動力、糧食作物播種面積對糧食產(chǎn)量的影響。也所以在模型中，糧食產(chǎn)量應(yīng)該是被解釋變量，而村用電量、農(nóng)用機械總動力、糧食作物播種面積起到的是解釋的作用，屬于解釋變量。</p><p>　　為了模型建立和估計的方便，先把模型定為線性模型。選取的各個變量分別如下：</p><p>　　Y：糧食產(chǎn)量 X1：糧食作物播種面積</p><p>

5、;　　X2：農(nóng)用機械總動力 X3：農(nóng)村用電量</p><p><b>　　建立線性模型如下：</b></p><p>　　Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ</p><p><b>　　二、樣本數(shù)據(jù)的搜集</b></p><p>　　通過查閱2010年中國統(tǒng)計年鑒，可得到199

6、0年到2009年，關(guān)于我國糧食產(chǎn)量、農(nóng)用機械總動力、農(nóng)村用電量、糧食作物播種面積的數(shù)據(jù)如下：</p><p>　　我國1990-2009年糧食產(chǎn)量、農(nóng)用機械總動力、農(nóng)村用電量、糧食作物播種面積統(tǒng)計數(shù)據(jù)表</p><p><b>　　三 參數(shù)估計</b></p><p>　　采用Eviews軟件對表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析的計算結(jié)果如下：</p

7、><p>　　寫出如下的回歸分析結(jié)果：</p><p>　　=-31693.19+0.651673*x1+0.124438*x+20.757949*x3</p><p>　　R2=0.837820 ---- R2=0.807411 D.W.= 1.049776 F= 27.55189 </p><p>　　從回歸估計的結(jié)果看，

8、模型擬合比較好?？蓻Q系數(shù)R2=0.837820,表明模型在整體上擬合得很好。但X2 、X3的參數(shù)沒有通過t檢驗，需進(jìn)行進(jìn)一步的模型檢驗。</p><p><b>　　四 模型檢驗</b></p><p><b>　?。?）多重共線檢驗</b></p><p>　　用Eviews軟件得出X1 X2 X3的相關(guān)系數(shù)如下:<

9、;/p><p>　　從表中可以看出X2 X3存在高度的相關(guān)性，很可能存在多重共線。</p><p>　　除去存在多重共線的變量</p><p>　　采用剔除法將t檢驗值最小的變量X3去掉，回歸結(jié)果如下：</p><p>　　從回歸估計的結(jié)果看，模型擬合比較好?？蓻Q系數(shù)R2=0.833504,表明模型在整體上擬合得很好。從截距項與X1 X2的t檢驗

10、值看，均大于5%顯著性水平下自由度為n-3-1=16的臨界值t0.025（16）=2.12，都通過了t檢驗，消除了多重共線的影響。</p><p>　?。?） 異方差檢驗：</p><p><b>　　圖示法檢驗：</b></p><p>　　用軟件得出X1 X2與殘差平方和的散點圖如下：</p><p>　　散點圖表明

11、模型不存在異方差。</p><p><b>　　懷特檢驗：</b></p><p>　　用懷特檢驗做進(jìn)一步的驗證，記e2為原始模型進(jìn)行OLS回歸得到的殘差平方項。將其與X1 X2及其平方項與交叉項作輔助回歸。</p><p>　　由回歸結(jié)果可知，懷特統(tǒng)計量 nR2=20×0.218622</p><p>　　=

12、4.372445, 該值小于5%顯著水平下自由度為5的卡方分布的臨界值11.07，因此，接受同方差性原假設(shè)，即不存在異方差。</p><p>　?。?）序列相關(guān)檢驗：</p><p>　　杜賓（D.W.）檢驗：</p><p>　　D.W.檢驗結(jié)果表明，在5%顯著水平下，n=20，k=3（包含常數(shù)項），查表得dl=1.15 du=1.54，由于D.W.= 1.03

13、4280< dl，因此存在序列相關(guān)。</p><p><b>　　拉格朗日檢驗：</b></p><p>　　記 E=resid 進(jìn)行含1階滯后殘差的輔助回歸，結(jié)果如下：</p><p>　　于是，LM=19*0.236544=4.494336，該值大于顯著性水平為5%，自由度為1的卡方分布臨界值3.94，因此判斷原模型存在1階序列相關(guān)性

14、。</p><p>　　進(jìn)行含2階滯后殘差的輔助回歸，結(jié)果如下：</p><p>　　于是，LM=18*0.211445=3.80601，該值小于顯著性水平為5%，自由度為2的卡方分布臨界值5.99，且參數(shù)t值沒有通過t值檢驗。因此，判斷原模型不存在2階序列相關(guān)性。</p><p>　　運用廣義差分法進(jìn)行自相關(guān)的處理：</p><p>　　記

15、E=resid, 則存在ρ使 E（t）=ρE(t-1)</p><p>　　用軟件回歸結(jié)果為E（t）=0.423672E(t-1)</p><p>　　令：y0=y-0.423672*y(-1)</p><p>　　x10=x1-0.423672*x1(-1)</p><p>　　x20=x2-0.423672*x2(-1)</p&g

16、t;<p>　　對新變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：</p><p>　　從回歸估計的結(jié)果看，在 5%顯著性水平下，D.W.= 1.941254，dl<D.W.< du已不存在自相關(guān)。</p><p>　　所以，最終回歸方程為</p><p>　　=-36506.0868+0.658232*x1+0.192866*x2</p><

17、;p><b>　　五 經(jīng)濟(jì)意義檢驗</b></p><p>　　回歸結(jié)果中，X1的參數(shù)大于0，表明糧食播種面積的增加促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增產(chǎn)；X2的參數(shù)大于0，表明農(nóng)用機械總動力的增加促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增產(chǎn)。并且從斜率的值看，都在0～1之間，符合經(jīng)濟(jì)理論。</p><p>　　六 模型的應(yīng)用——預(yù)測</p><p>　　據(jù)權(quán)威預(yù)測，2010年全