計(jì)量經(jīng)濟(jì)課程設(shè)計(jì)--中國(guó)農(nóng)村居民生活消費(fèi)水平影響因素分析(編輯修改稿)
2025-02-13 04:17 本頁(yè)面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 民儲(chǔ)蓄”X“商品零售物價(jià)指數(shù)”X“農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)”X4為解釋變量?？梢猿醪浇?shù)學(xué)線性回歸模型：Y=a+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μiβ0表示在沒(méi)有任何因素影響下的農(nóng)村居民消費(fèi)水平；β1表示農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；β2表示農(nóng)民儲(chǔ)蓄對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響，β3表示商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；β4表示恩格爾系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（四）、參數(shù)估計(jì)運(yùn)用EViews軟件對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。 得出結(jié)果如下：即回歸方程為：Y = *X1 *X2 + *X3 + *X4 隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差的估計(jì)值為2==(五)、假設(shè)檢驗(yàn)1 經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)解釋變量XXX4的符號(hào)為正，表示農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)民居民儲(chǔ)蓄、商品零售物價(jià)指數(shù)越高農(nóng)村居民消費(fèi)額增加額越多。X2的符號(hào)為負(fù)，表示農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄越高，農(nóng)村居民消費(fèi)水平越低。符合經(jīng)濟(jì)意義，參數(shù)值、常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)值也為正，這些參數(shù)估計(jì)值的經(jīng)濟(jì)含義是合理的，通過(guò)經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。2 統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)① 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)根據(jù)EViews 軟件求出的估計(jì)量可知R2=，表明在1998—2012年間，農(nóng)村居民消費(fèi)水平變化的99%可由其他四個(gè)變量的變化來(lái)解釋，該模型的擬合優(yōu)度較高。② 顯著性檢驗(yàn)方程顯著性的F檢驗(yàn)針對(duì)H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=，根據(jù)EViews 軟件求出的估計(jì)量可知F=，在F分布表中查出自由度為k－1＝4和n－k＝10的臨界值Fα（4,10）＝，顯然有F F（k,nk1），表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。變量的顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)設(shè)原假設(shè)為H0: H1 （i=0,1,2,3,4）根據(jù)EViews 軟件求出的估計(jì)量可計(jì)算出t 的值，分別為|to|= |t1|= |t2|= |t3|= |t4|= |t5|=給定顯著性水平=，t分布表中自由度為10的相映臨界值，得到t（10）=,可見(jiàn)，計(jì)算的t值t1大于該臨界值所以拒絕原假設(shè)，說(shuō)明該變量在95%情況下影響顯著。而其他三個(gè)個(gè)變量t0,t2,t3,t4都小于臨界值，說(shuō)明該變量對(duì)被解釋變量影響不顯著。③ 參數(shù)的置信區(qū)間檢驗(yàn)在給定=，查表得t（10）=，從EViews 軟件求出的估計(jì)量可知 = S0 = 1 = S1= 2 = S2= 3= S3=4= S4= 計(jì)算得的置信區(qū)間為（, ） 1的置信區(qū)間為（, ）2的置信區(qū)間為（, ） 3的置信區(qū)間為（, ） 4的置信區(qū)間為（, ）顯然參數(shù)1的置信區(qū)間最小。3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn) ⑴異方差懷特法檢驗(yàn)異方差，如圖：得到輔助回歸方程和懷特檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量－即F統(tǒng)計(jì)量、統(tǒng)計(jì)量的值及其對(duì)應(yīng)的p值，P1=，P2=在給定=，F(xiàn)分布表
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