計量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-關(guān)于gdp與其他經(jīng)濟(jì)因素關(guān)系的計量分析-文庫吧資料
2025-06-15 05:40本頁面
【正文】 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，從而表明進(jìn)出口貿(mào)易總額 X2序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。 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 臨界值分別為 、 、 ， t檢驗統(tǒng)計量值為 大于相應(yīng)臨界值，還要進(jìn)行二階差分序列檢驗。 在 Eviews 中具體操作如下： 首先對能源消費總量 X1 序列進(jìn)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。并用 EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。為此，必須對模型是否存在異方差進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易總額和固定資產(chǎn)投資的影響。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(jìn)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(jìn)行迭代。分別作 Y 對 X X X3 的一元回歸 第 6 頁 共 24 頁 第 7 頁 共 24 頁 由上面各表可得出如下的表格 變量 X1 X2 X3 參數(shù)估計值 T 統(tǒng)計值 R^2 R2 其中，加入 X3 的方程 2R?最大，所以以 X3 為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。 DW 檢驗 DW 值為 ，說明變量間可能存在自相關(guān)，這也是都需要在后面的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗中加以證明
畢業(yè)設(shè)計相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號-1