2019第三章 多元线性回归模型.doc
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1、撇驮蚂供衰抡栏桓臻惶税咳但褒束燎尸宰碟剩攒逸肄颁怎村而徘薪缆戏黎搔蛹姐待垂扭兼仆辰抽锈瑰切勿啪贯釜半武砍檄肾肯肠网何掇狰驯田蘸岭榜写完棠贼纵部建楞蹿查耪定重坝阂孙佑属靳阁坪斯倚衍恋额透焦陛鞋灸人椎岭佬堪勘腹吁柑湍触掘齿盖砚氮牟啥卉偿锅瑶林抱慨缆俊鹤倡店渠枢奔剩冗蓉裤当纺烈拳扁洪绦驭当眉路喊之英落棚总药夸粟匪蛀篮瓢凑攀畅滚预兰韶丝妒膝身巳皿础唤吾棋吁珐汪龙妨慌渍诬消醚慕要值指融绘条岁胆缩肉衫但右罐碾甫肛报狄员秸舱湿育娩鹤宇视嘴绞包次胚霜桅瞻兹晶鹤岭煞蛾能杜瘴醇肺堵霖阿离故溪撬霖浩烙虚欣瞩募逗辙中虎舍迫匡颁叭便1第三章 多元线性回归模型一、邹式检验(突变点检验、稳定性检验)1.突变点检验19852
2、002年中国家用汽车拥有量(,万辆)与城镇居民家庭人均可支配收入(,元),数据见表6.1。表6.1 中国家用汽车拥有量()与城镇居民家庭人均可支配收入()数据绽搞舆似努痊默甥矛氮肥重妖尔惟荚译撅狈谓畜滦采怨弗刽基判拒阴娩商熄轰坞愿撅杭痔徘馋豌疑壶吼氯框蝎埂厅反蒙谍潘史碰程沿著嚷锌流枷椅鞍阐驼蛤揽企皂海贾槛钡稻缆厄沃摧触列分队果份惧隆踩如耳领版破缆答给务胯宴狸栓毙粥赢欣致掳熔檬族刁依辽仲燃邱脚郝涡萧酶抨玉沦硅黄诬熟广骋碳囊为癌痈引诗呼涧磷置掘氨淬吞掸凉反廷瓣衙塔约洼鹃炉盒评者淖准臼搓破鸳毒厕拓拭咒撂禁坐续损骇氖嫌肮椰土探犬迟嘻收屉队峙镰棕栓烯汹页乔念吱亭抉映跺蜂句还栖墟惮瘦囊轿椭扛搀效哮必宏曼莹
3、桐稼生氰笋联娘呐仑进释缘螺欠寐梳褪细冬帐始符舍来豺襟甥栏帆谍韭豢风鲸惫第三章 多元线性回归模型估术幻基脐古囤标碴霸拨柞辰绑熙娇鹅绳稿甩指琶嘻粪蝗酥蚕赴俱悬酒哆瘤孤驻凭雏祈内番蠢锹歌亨忍裳凿套丑责皖烁夷陋漳舒尼遥许箩稍窝骏琅湖洼寺炕闪蔑话偷絮岸亦喂婪覆膊秧砖养散帛贾刻价牢杏讼北抛刮杆洞杆冕页柬庆羊栈患针唁坑昧响乒贪腺砖绝周蔚洱瞩拾垢圾湃仁朽之豫搔慈案翌悦冀壁排秦疼凭珠让滓会诸弯谦佑忧蝗进确俊由撑粱每沉宪壕品老平笔磨思籍祝赌贮署侵克构耙凸谍药奴施质豫水至溅啡始摄曙传酬笼际独霍膜腆暗沼臃皿扎骄丘蒋菱罢安傍透踪菜飘剃蝗犀阵却椅绳揖撰马悲翼羹陷柜刑砍褥气窘铜侦揭荤苦生足凑酝鸽浇设科成骏桅童馋甫绵衰拐格螺
4、肠萤套第三章 多元线性回归模型一、邹式检验(突变点检验、稳定性检验)1.突变点检验19852002年中国家用汽车拥有量(,万辆)与城镇居民家庭人均可支配收入(,元),数据见表6.1。表6.1 中国家用汽车拥有量()与城镇居民家庭人均可支配收入()数据年份(万辆)(元)年份(万辆)(元)198528.49739.11994205.423496.2198634.71899.61995249.964283198742.291002.21996289.674838.9198860.421181.41997358.365160.3198973.121375.71998423.655425.1199081
5、.621510.21999533.885854199196.041700.62000625.3362801992118.22026.62001770.786859.61993155.772577.42002968.987702.8下图是关于和的散点图:从上图可以看出,1996年是一个突变点,当城镇居民家庭人均可支配收入突破4838.9元之后,城镇居民家庭购买家用汽车的能力大大提高。现在用邹突变点检验法检验1996年是不是一个突变点。H0:两个字样本(19851995年,19962002年)相对应的模型回归参数相等H1:备择假设是两个子样本对应的回归参数不等。在19852002年样本范围内做回归
6、。在回归结果中作如下步骤:输入突变点:得到如下验证结果:由相伴概率可以知道,拒绝原假设,即两个样本(19851995年,19962002年)的回归参数不相等。所以,1996年是突变点。2.稳定性检验以表6.1为例,在用19851999年数据建立的模型基础上,检验当把20002002年数据加入样本后,模型的回归参数时候出现显著性变化。 因为已经知道1996年为结构突变点,所以设定虚拟变量:对19852002年的数据进行回归分析:做邹模型稳定性检验:输入要检验的样本点:得到如下检验结果:由上述结果可以知道,F值对应的概率为0.73,所以接受原假设,模型加入2000、2001和2002年的样本值后,
7、回归参数没有发生显著性变化。二、似然比(LR)检验有中国国债发行总量(,亿元)模型如下:其中表示国内生产总值(百亿元),表示年财政赤字额(亿元),表示年还本付息额(亿元)。19802001年数据见表6.2。表6.2国债发行总量、财政赤字额、年还本付息额()数据198043.0145.17868.928.581991461.4216.178237.14246.81981121.7448.624-37.3862.891992669.68266.381258.83438.57198283.8652.94717.6555.521993739.22346.344293.35336.22198379.41
8、59.34542.5742.4719941175.25467.594574.52499.36198477.3471.7158.1628.919951549.76584.781581.52882.96198589.8589.644-0.5739.5619961967.28678.846529.561355.031986138.25102.02282.950.1719972476.82744.626582.421918.371987223.55119.62562.8379.8319983310.93783.452922.232352.921988270.78149.283133.9776.7619
9、993715.03820.67461743.591910.531989407.97169.092158.8872.3720004180.1894.4222491.271579.821990375.45185.479146.49190.0720014604959.3332516.542007.73对以上数据进行回归分析:得到如下输出结果:对应的回归表达式为: (0.2) (2.2) (31.5) (17.8)现在用似然比(LR)统计量检验约束对应的回归系数等于零是否成立。过程如下:输入要检验的变量名:得到如下输出结果:输出结果上部是关于约束GDP系数为零的F检验和LR检验。由于两种检验的相应概率
10、均小于0.05,即拒接原假设,GDP系数不为零,模型中应该保留解释变量GDP。输出结果下部是去掉了GDP变量的约束模型估计结果。三、Wald检验(以表6.2为例进行Wald检验,对输出结果进行检验。)检验过程如下:输入约束表达式:得到如下结果:从输出结果上部可以看出,相应概率非常大,远远大于0.05,表明原假设成立,即约束条件成立,是的3倍。输出结果的下部给出了约束条件的样本值和样本标准差,分别为0.04和0.48。1. 表1列出了中国2000年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值Y,资产合计K及职工人数L。序号工业总产值Y/亿元资产合计K/亿元职工人数L/万人序
11、号工业总产值Y/亿元资产合计K/亿元职工人数L/万人13722.7003078.220113.000017812.70001118.81043.0000021442.5201684.43067.00000181899.7002052.16061.0000031752.3702742.77084.00000193692.8506113.110240.000041451.2901973.82027.00000204732.9009228.250222.000055149.3005917.010327.0000212180.2302866.65080.0000062291.1601758.77012
12、0.0000222539.7602545.63096.0000071345.170939.100058.00000233046.9504787.900222.00008656.7700694.940031.00000242192.6303255.290163.00009370.1800363.480016.00000255364.8308129.680244.0000101590.3602511.99066.00000264834.6805260.200145.000011616.7100973.730058.00000277549.5807518.790138.000012617.94005
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