計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-影響我國(guó)農(nóng)民收入的因素分析(編輯修改稿)
2025-07-13 05:40 本頁(yè)面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 f(x1,x8) () (4) f(x1,x9) () () f(x1,x3,x4) () () 5 (1) 7 f(x1,x3,x5) () () () f(x1,x3,x6) () () () 3 f(x1,x3,x7) () () (2) f(x1,x3,x8) () () () 3 f(x1,x3,x9) (6.7127) () () 3 f(x1,x3,x6,x7) (2.5148) () () (2) f(x1,x3,x6,x8) (8.7191) () () () f(x1,x3,x6,x9) (8.7672) () () () 1 根據(jù)圖 14可以看出，當(dāng)在 1X 為基礎(chǔ)，順次加入其他變量，可以看到，當(dāng)分別加入 2X 、4X 、 5X 、 6X 、 7X 、 8X 、 9X 時(shí)，其 2R 和 2R 都很高，但是當(dāng)新加入 3X 時(shí)的方程，方程的 ?R 和 ?R 最高，且在顯著性水平 ?? 時(shí)，各參數(shù)的 t檢驗(yàn)都顯 著，所以保留 3X ；然后以 1X 、 3X 為基礎(chǔ)，然后分別加入 4X 、 5X 、 6X 、 7X 、 8X 、 9X ，此時(shí)，只有當(dāng)加入 6X 時(shí)，其方程的 ?R 和 ?R 最大，而且各參數(shù)都通過了在顯著性水平 ?? 時(shí)的 t檢驗(yàn) ，故保留 1X 、 3X 、 6X ； 然后以 1X 、 3X 、 6X 為基礎(chǔ)，分別加入 7X 、 8X 、 9X ，雖然其 2R 和 2R 都很高，但是變量都沒有通過 t檢驗(yàn)，所有不予以保留。 所以根據(jù)上述的分析結(jié)果可以得到多重共線性修正后的模型，農(nóng)村居民家庭純收入 Y 主要受 1x 實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 (億元 )、 3x 國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出、 6x 糧食產(chǎn)量（萬(wàn)噸） 的影響，所得的模型為如下圖 15所示 圖 15 多重共線性修正后的估計(jì)結(jié)果 根據(jù)圖 15模型估計(jì)結(jié)果為 631 XXXY ?????? SE=（ ） （ ） （ ） （ ） t= （ ） （ ） （ ） （ ） ?R ?R F= DW= n=17 （二）、異方差的檢驗(yàn)及修正 相關(guān)圖分析 圖 16 圖 161 圖 162 圖 163 根據(jù)圖 161~圖 162可以看出， Y隨著 X的增大而增大，但是根據(jù)圖 163可以看出，模型不是隨著 X的增大而是變的更加離散，說明模型可能不存在異方差。 殘差圖分析 圖 17 圖 171 圖 172 圖 173 從圖 17中可以看出，殘差不是隨著 X的增大而變化的，說明模型可能不存在異方差。 white檢驗(yàn) 圖 18 white檢驗(yàn)結(jié)果 在顯著性水平 ?? 的情況下， )9(2? =， 2)( Rpn? =， 則有， 2)( Rpn? = )9(2? =， 同時(shí)概率 p=， 故接受原假設(shè)，認(rèn)為該模型中不存在異方差。 ARCH檢驗(yàn) 圖 19 ARCH檢驗(yàn)結(jié)果 在顯著性水平 ?? 的情況下， )1(2 ?? ， )( 2 ?? Rpn ，于是則有，)( 2 ?? Rpn )1(2 ?? ，故接受原假設(shè)，認(rèn)為模型不存在異方差。 （三）、自相關(guān)檢驗(yàn)及修正 DW檢驗(yàn)法 由圖 15可知，模型的 DW=，查表知 DU=， DL=，所以4DU=DW4DL=，因此不能判斷是否存在自相關(guān)。
畢業(yè)設(shè)計(jì)相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號(hào)-1