計(jì)量實(shí)驗(yàn)(模板)(DOC)

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告學(xué)院：公共管理學(xué)院 班級(jí)：公共事業(yè)管理姓名：寧梓涵 學(xué)號(hào)：201111050145一、實(shí)驗(yàn)名稱：中國(guó)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)的影響因素分析二、實(shí)驗(yàn)背景自從20世紀(jì)80年代房地產(chǎn)業(yè)起步以來(lái)，由于改革開(kāi)放和居民可支配收入的 提高，90年代中后期國(guó)家實(shí)施積極的財(cái)政政策，房地產(chǎn)投資所占比例增加，以 住宅為主的房地產(chǎn)業(yè)持續(xù)高速發(fā)展， 成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展新的增長(zhǎng)點(diǎn)。 近幾年，隨 著房?jī)r(jià)的一路飆升，房地產(chǎn)業(yè)已成為人們最為關(guān)注的市場(chǎng)之一。住房對(duì)人們而言，可以算是一種生活必需品，但同時(shí)，它不同于日常商品， 不需要反復(fù)的購(gòu)買。對(duì)現(xiàn)今大多數(shù)的中國(guó)老百姓而言， 并不缺少住房，房?jī)r(jià)的上 漲便是基于特定形式的通脹，是個(gè)貨

2、幣問(wèn)題，是種投資，而并非物資短缺所引起 的價(jià)格上漲。中國(guó)的房產(chǎn)已是國(guó)內(nèi)一項(xiàng)支柱產(chǎn)業(yè)之一， 就其本身而言，存在著資 產(chǎn)的泡沫，是種價(jià)格和價(jià)值的背離。當(dāng)今的房產(chǎn)業(yè)，給人一種買房很危險(xiǎn)，賣房 更危險(xiǎn)的概念，這便是樓市泡沫的主要推動(dòng)力一一恐懼。這點(diǎn)使得前期進(jìn)行房產(chǎn) 投資的人不敢輕易拋售手中資產(chǎn)，房?jī)r(jià)便很難下降?？紤]到這幾點(diǎn)因素，包括投資、資產(chǎn)泡沫、房屋供求關(guān)系等等，所應(yīng)考慮的 解釋變量可以為居民可支配收入、利率、準(zhǔn)備金率等。本次試驗(yàn)將探討哪些因素的變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致中國(guó)房?jī)r(jià)上升或下降，通過(guò)怎樣的手段，才能使中國(guó)房?jī)r(jià)（特別是一線城市）回歸正常水平。三、數(shù)據(jù)收集根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)和統(tǒng)計(jì)年鑒得到以下數(shù)據(jù):年份準(zhǔn)備金率存款利

3、率貸款利率平均工資增長(zhǎng) 值（億元）商品房增加額（億元）199010.988.64139921017.519917.568.64132001056.319929.189.36133711306.2199310.0810.98136601669.719949.8110.981311672234.819959.4512.06139622798.519968.4710.08137103211.719977.478.64132603606.819985.677.92810093697.719995.226.9368673816.520004.776.39610254086.720013.875.8561

4、4994353.520022.255.31715524612.820031.985.587.516184989.420042.255.857.51984539320052.526.12823406307.220063.066.398.526378490.320073.66.571439311333220082.256.8416429716816.5丫表示商品房屋增值額(億元)，X1為準(zhǔn)備金率，X2為存款利率，X3為貸款利 率，X4是平均工資增長(zhǎng)值(億元)四、估計(jì)參數(shù)利用EViews進(jìn)行OLS估計(jì)的回歸結(jié)果為：Dependent Variable: 丫Method: Least SquaresD

5、ate: 06/11/14 Time: 20:33Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-87.565421579.820-0.0554270.9566X1-559.7353258.0935-2.1687310.0478X299.78329333.49110.2992080.7692X3376.3947149.37352.5198220.0245X42.3746650.4596355.1664180.0001R-squared0.938760Mean dep

6、endent var4884.058Adjusted R-squared0.921262S.D. dependent var4090.102S.E. of regression1147.692Akaike info criterion17.14983Sum squared resid18440765Schwarz criterion17.39836Log likelihood-157.9234Hannan-Quinn criter.17.19189F-statistic53.65179Durbin-Watson stat0.628599Prob(F-statistic)0.000000模型估計(jì)

7、的結(jié)果為：Y=-87.56542-559.7353X1+99.78329X2+376.3947X3+2.3747X4(1579.82) (258.0935) (333.4911) (149.3735) (0.4596)t=(-0.0554) (-2.1687)(0.2992)(2.5198)(5.1664)R2=0.93876 F=53.65179 DW=0.628599五、模型檢驗(yàn)和修正1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)在本模型中，模型參數(shù)估計(jì)量的符號(hào)、大小、相互關(guān)系，都與現(xiàn)實(shí)情況和理論分 析相符，因此本模型能通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1） 擬合優(yōu)度：由模型估計(jì)的結(jié)果可以得到可決系數(shù)R2=0.93876,

8、修正的可 決系數(shù)為0.921262,說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合程度較好。2）F檢驗(yàn)：F=53.65179,說(shuō)明回歸方程顯著，即準(zhǔn)備金率，存款利率，貸款 利率，平均工資增長(zhǎng)值等變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)房屋增值額有顯著影響。（3） t檢驗(yàn)：在a =0.05的顯著性水平下，XI、X3、X4的系數(shù)都通過(guò)了 t檢驗(yàn), c和X2的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)，這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān) 系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣：X1X2X3X4X11.0000000.9017640.547478-0.654700X20.9017641.0000000.644669-0.495723X30.5474780.6446691.0000000

9、.102942X4-0.654700-0.4957230.1029421.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)較高，存在多重共線性。采用逐步回歸法進(jìn)行修正:元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值-843.7793-929.3762209.30793.415192t統(tǒng)計(jì)量-3.542755-2.1918470.71368712.62957R2n0.4247260.220333:0.0290900.903686修正的R20.3908860.174471-0.0280220.898021其中加入X4的方程修正的R2最大，以X4為基礎(chǔ)，依次加入其他變量逐步回歸加入新變量的回

10、歸結(jié)果（一）變量X1X2X3X4修正的R2X4,X1-66.47478(-0.504171)3.294430(9.004709)0.893341X4,X24.854825(0.027448)3.419559(10.65490)0.891652X4,X390.17165(0.969281)3.388018(12.44033)0.897656其中加入X3的方程修正的R2改進(jìn)最大，以X3、X4為基礎(chǔ)，依次加入其他變量 逐步回歸。加入新變量的回歸結(jié)果（二）變量X1X2X3X4修正的R2X1,X3,X4-509.7880390.46122.3714100.926042(-2.672226(2.84153

11、2(5.324918)X2,X3,X4-368.0072-368.00723.0086670.901823(-1.295748(-1.295748(7.596515)當(dāng)加入X2時(shí)，修正的R2有所增加，但其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。從相關(guān)系數(shù)也可 以看出X2與其他變量相關(guān)程度高，這說(shuō)明主要是 X2引起了多重共線性，予以 剔除。修正多重共線性后的回歸結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/12/14 Time: 02:04Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoeffici

12、entStd. Errort-StatisticProb.C263.15661026.5290.2563560.8012X1-509.7880190.7728-2.6722260.0174X3390.4612137.41222.8415320.0124X42.3714100.4453425.3249180.0001R-squared0.938368Mean dependent var4884.058Adjusted R-squared0.926042S.D. dependent var4090.102S.E. of regression1112.316Akaike info criterion

13、17.05094Sum squared resid18558688Schwarz criterion17.24977Log likelihood-157.9839Hannan-Quinn criter.17.08459F-statistic76.12663Durbin-Watson stat0.611394Prob(F-statistic)0.000000Y=263.1566-509.7880X1+390.4612X3+2.371410X4(1026.529)(190.7728)(137.4122)(0.445342)t= (0.256356)(-2.672226)(2.841532)(5.3

14、24918)R2=0.938368F=76.12663DW=0.6113943、異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，結(jié)果如下:Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic1.006249Prob. F(9,9)0.4964Obs*R-squared9.529592Prob. Chi-Square(9)0.3899Scaled explained SS2.654547Prob. Chi-Square(9)0.9764Test Equation:Dependent Variable: RESIDEMethod: Least SquaresDate:

15、06/12/14 Time: 02:12Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-94425.849025081.-0.0104630.9919X14329.7601208616.0.0035820.9972X1A2221855.9133665.01.6597910.1313X1*X3-341760.2215480.9-1.5860350.1472X1*X4632.3788548.16941.1536190.2784X3638864.11531710.0.41

16、70920.6864X3A285573.2894490.570.9056280.3887X3*X4-447.4165393.9905-1.1356020.2855X4-1191.7503673.969-0.3243770.7531X4A20.5777100.7893230.7319060.4828R-squared0.501557Mean dependent var976773.0Adjusted R-squared0.003115S.D. dependent var948788.8S.E. of regression947309.9Akaike info criterion30.66606S

17、um squared resid8.08E+12Schwarz criterion31.16313Log likelihood-281.3275Hannan-Quinn criter.30.75018F-statistic1.006249Durbin-Watson stat2.304826Prob(F-statistic)0.496374nR2=9.529592,由White檢驗(yàn)知，在a =0.05下，查x 2分布表，得臨界值x 2( 9)=16.9190，因?yàn)閚R2Vx 2 (9),所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。4、自相關(guān)檢驗(yàn) 殘差圖-2,0002,0001,0000-1,0002

18、0,00016,00012,0008,0004,0000Residual ActualFittedDW檢驗(yàn)：由回歸結(jié)果可得 DW=0.611394,在顯著性水平a =0.05下，n=19, k=3, 查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.967, dU=1.685, DWv dL,所以模型中存在正自相關(guān)。選用廣義差分法解決自相關(guān)的問(wèn)題。 將et滯后一期回歸，可得p =0.678411, 對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程，再對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，方程 輸出結(jié)果為：Dependent Variable: Y-0.678411*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 06/12

19、/14 Time: 20:02Sample (adjusted): 1991 2008Included observations: 18 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-33.21595426.4753-0.0778850.9390X1-0.678411*X1(-1)-443.9982160.9188-2.7591440.0154X3-0.678411*X3(-1)461.4904106.44704.3353990.0007X4-0.678411*X4(-1)2.1850090.3450656.33

20、21660.0000R-squared0.888855Mean dependent var2235.196Adjusted R-squared0.865038S.D. dependent var2149.441S.E. of regression789.6441Akaike info criterion16.37417Sum squared resid8729530.Schwarz criterion16.57203Log likelihood-143.3675Hannan-Quinn criter.16.40145F-statistic37.32042Durbin-Watson stat1.

21、710798Prob(F-statistic)0.000001Yt*=-33.21595-443.9982X1*+461.4904X3*+2.185009X4*Se=(426.4753) (160.9188) (106.4470)(0.345065)t=(-0.077885) (-2.759144) (4.335399)(6.332166)R2=0.888855 F=37.32042 DW=1.710798n=18 k=3 a =0.05條件下查DW統(tǒng)計(jì)表可得dL=0.933, dU=1.696，模型中DW=1.710798>dU，說(shuō)明廣義差分方程已無(wú)自相關(guān)，同時(shí)可決系數(shù)，t、F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到理想水平。最終的模型為：Yt=-103.28696-443.9982X1+461.4904X3+2.185009X4六、模型經(jīng)濟(jì)意義及結(jié)論影響房地產(chǎn)價(jià)格的因素有：全國(guó)人均可支配收入、貸款利率、準(zhǔn)備金率。其中全國(guó)人均可支配收入影響程度最大由于其P值最小。而準(zhǔn)備