計量經(jīng)濟學(xué)論文-關(guān)于gdp與其他經(jīng)濟因素關(guān)系的計量分析(編輯修改稿)
2025-07-13 05:40 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 2X3 () () () 在 X2X3 的基礎(chǔ)上加入 X1后 2R?有所改善，且各參數(shù)的 t檢驗依然顯著，予以保留。所以最后的模型還為 Y=+++ R^2= F= DW= R^2 由 增大到 ，且 X1 通過了顯著性檢驗，且其他回歸參數(shù)的 t檢驗在統(tǒng)計上仍是顯著，保留 X1 最終通過逐步回歸得出函數(shù)模型還為 Y=+++ () （ ） （ ） （ ) R^2= F= DW= —— DW 檢驗 由對殘差序列 et進行滯后一期的自回歸后 第 10 頁 共 24 頁 得出回歸方程 ett 1^ ?? 由上表得出回歸方程 第 11 頁 共 24 頁 XXXY t *3*2*1^ * ????? Se=() () () () R^2= F= DW= 此時 n為 311，查 DW 統(tǒng)計表的 dl=,du=, 因為 duDW4du,所以在 1%的顯著性水平下廣義差分模型已無自相關(guān)，不必再進行迭代。模型可決系數(shù)高， t檢驗和 F檢驗顯著，模型的擬合效果較好。由上回歸結(jié)果可得出，國內(nèi)生產(chǎn)總值水平不僅受到能源消費總量影響還受進出口貿(mào)易總額和固定資產(chǎn)投資的影響。 由于各因素對國內(nèi)生產(chǎn)總值有不同程度的影響，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差，從而影響模型的估計和運用。為此，必須對模型是否存在異方差進行檢驗 White 檢驗 White 檢驗結(jié)果如下 第 12 頁 共 24 頁 從表中可以看出， 2^nR =，由 White 檢驗知，在 ? = 下，查 2^? 分布表，得臨界值 2^? (2） =，雖然同時 X1， X1^2， X1*X2， X1*X3 等的 t檢驗值并不是很顯著，但是，比較計算的 2^? 統(tǒng)計量與臨界值，因為nR^2= 2^? （ 3） = 所以證明模型存在異方差。 由于所用數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗其平穩(wěn)性，防止偽 回歸現(xiàn)象的發(fā)生。并用 EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。 根據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗方法，首先回答國內(nèi)生產(chǎn)總值 Y 和固定資產(chǎn)投資 X3序列是否為非平穩(wěn)序列，然后在考察國內(nèi)生產(chǎn)總值 Y 和進出口貿(mào)易總額 X2 序列是否為非平穩(wěn)序列，最后考察國內(nèi)生產(chǎn)總值 Y 和能源消費總量 X1 序列是否為非平穩(wěn)序列，即考察其單整階數(shù)。 在 Eviews 中具體操作如下： 首先對能源消費總量 X1 序列進行檢驗， 第 13 頁 共 24 頁 能源消費總量 X1序列的 ADF檢驗 從檢驗結(jié)果看，在 1%、 5%、 10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的 Mackinnon 臨界值分別為 、 、 ， t檢驗統(tǒng)計量值為 大于相應(yīng)臨界值，從而表明能源消費總量 X1序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。 為了得到能源消費總量 X1 序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗對話框中，指定對一階差分序列做單位根檢驗 。 X1差分序列的 ADF檢驗結(jié)果 第 14 頁 共 24 頁 從檢驗結(jié)果知，在 1%、 5%、 10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的 Mackinnon 臨界值
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