2022年stata数据分析 .pdf

合肥学院计量经济与实证分析实验报告题目：地区财政收入影响因素学生姓名：朱盈超学号： 1313101023系别：管理系专业：财务管理提交时间：2015年11地区财政收入影响因素一、实验目的研究地区财政收入影响的因素有哪些，判断这些因素是否存在多重共线性，并提出解决二、实验内容1.用软件计算回归结果2.根据回归结果判断是否存在多重共线性，提出解决多从共线性的方法名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 1 页，共 11 页 - - - - - - - - - 3.判断是否存在其他未被纳入模型的因素三、实验过程与结论第一步：构建模型以财政收入为被解释变量， 固定资产投资总额、 工业总产值、 农林牧渔总产值、社会消费品零售总额以及地区总人口为解释变量建立线性回归模型。Y=0 + 1*X1 + 2*X2 + 3*X3 + 4*X4 + 5*X5 + u 其中：Y- 财政收入 X1-固定资产投资总额X2- 工业总产值 X3-农林牧渔总产值X4- 社会消费品零售总额 X5-地区总人口0、1、2、3、4、5- 表示待定系数u- 表示随机误差项第二步：利用 stata软件计算回归结果，结果如下：F值 71.68, R-square 0.9348 5个变量由 T 值看均没有通过显著性检验， R 平方很大，所以可能存在多重共线性这时的模型方程为Y=96.867+0.665X1-0.0015X2-0.3639X3+0.277X4+0.0345X5+u 第二步进行多重共线性的检验名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 2 页，共 11 页 - - - - - - - - - 判断 VIF值大小从结果看出 vif=14.83大于 10，所以存在多重共线性。下面开始采取补救措施进行主成分分析多重共线性检验修正名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 3 页，共 11 页 - - - - - - - - - 进行逐步回归剔除X1X2X5变量留下 X3X4 从 VIF值可以看出多重共线性不存在了（3）可能还有地区发展不平衡，国际环境不稳定，国家对经济发展的结构性调整等因素影响地区财政收入。名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 4 页，共 11 页 - - - - - - - - - 合肥学院计量经济与实证分析实验报告题目：美国维吉尼亚州公立中小学教师工资学生姓名：朱盈超学号： 1313101023系别：管理系专业：财务管理提交时间：2015年11美国维吉尼亚州公立中小学教师工资一、实验目的研究美国维吉尼亚州公立中小学教师工资的情况二、实验内容1 将 2008-2009 年度抽样学校教师平均工资对2008 年县平均教师工资描点2 利用数据估计模型3 观察是否存在异方差，如果存在异方差的话列出补救措施三、实验过程与结论第一步：构建模型进行描点以 20082009年度抽样学校教师平均工资为被解释变量，2008 年县平均教师工资为解释变量建立现行回归模型，进行描点名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 5 页，共 11 页 - - - - - - - - - Y= 1+ 2*X1+其中： Y为 20082009 年度抽样学校教师平均工资X1为 2008 年县平均教师工资1、2 为待定系数为随机误差项第二步： 将 20082009 年度抽样学校教师平均工资对2008 年县平均教师工资进行描点，结果如下：300004000050000600007000040000500006000070000抽样学校教师平均工资县平均教师工资Fitted values抽样学校教师平均工资对县平均教师工资拟合图第三步：进行回归分析，估计数据模型，结果如下：Y=-745.4817+1.043275X1+ 第四步：侦察是否存在异方差性 BP检验，结果如下：名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 6 页，共 11 页 - - - - - - - - - 从上述 BP检验中不难看出，回归方程存在异方差. 怀特检验，结果如下：根据怀特检验的结果，回归方程存在异方差性问题。根据 BPG检验结果，回归方程存在异方差性问题。综上所述，基于帕克检验、BP 检验、怀特检验、 BPG 检验来看，在回归方程所做的 OLS回归中遇到了异方差性问题。第五步：补救措施为了纠正异方差性问题，对进行对数变换。得到如下回归方程：ln Y=0 + 1*lnX1+（3.2）运用 stata 对回归方程（ 3.2）进行回归，结果如下：名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 7 页，共 11 页 - - - - - - - - - 从怀特检验中可以看出，进行对数变换后的回归方程不存在异方差问题，因为Prob chi2 = 0.8486 。名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 8 页，共 11 页 - - - - - - - - - 合肥学院计量经济与实证分析实验报告题目：虚拟的时间序列数据学生姓名：朱盈超学号： 1313101023系别：管理系专业：财务管理提交时间：2015年11虚拟的时间序列数据一、实验的目的进行测算数据的回归方程；建立杜宾沃森的检验检查自相关：再进行广义差分对方程进行重新估计名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 9 页，共 11 页 - - - - - - - - - 二、具体的实验步骤（一）实验过程1、对 y、x 进行回归。 _cons -261.1365 32.19819 -8.11 0.000 -329.0688 -193.2043 x .2451553 .0151867 16.14 0.000 .2131142 .2771964 y Coef. Std. Err. t P|t| 95% Conf. Interval Total 139413.242 18 7745.18014 Root MSE = 22.41 Adj R-squared = 0.9352 Residual 8537.87337 17 502.227845 R-squared = 0.9388 Model 130875.369 1 130875.369 Prob F = 0.0000 F( 1, 17) = 260.59 Source SS df MS Number of obs = 19. reg y x由上表的估计模型：得到回归方程Y=0.2453X-261.2062+b ，2、计算 DW 统计量。 0DW=0.59529772 3、利用 DW 检验是否存在自相关，并利用d 值估算自相关系数。当 n=20、=1、=0.01 时，查表可得。根据d 检验的决策规则可得存在正自相关，根据 d 与之间的关系可得 P=0.70235115 。4、运用广义最小二乘法重新估量模型(1 missing value generated). gen GDx= x- p* x_1(1 missing value generated). gen GDy= y- p* y_1. gen p=1-0.5785807/2(1 missing value generated). gen x_1=x_n-1(1 missing value generated). gen y_1=y_n-1名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 10 页，共 11 页 - - - - - - - - - 根据 GDy=y-p*y_1 构建 GDx=x-p*x_1 然后对 GDx和 GDy进行回归重新估量的模型的DW值为 1.671759 ，当 n=20、=1、=0.01 时，查表可得。 DW的值在与 2 之间，由德宾 -沃森 d 检验的决策规则可得不存在自相关，重新估量模型为： Y=0.3098404X-120.6234+b （二）结论这 组 时 间 存 在 自 相 关 ， 通 过 广 义 最 小 二 乘 法 重 新 估 计 后 的 模 型Y=0.3098404X-120.6234+b 名师归纳总结 精品学习资料 - - - - - - - - - - - - - - -精心整理归纳 精选学习资料 - - - - - - - - - - - - - - - 第 11 页，共 11 页 - - - - - - - - -