影响生运动积极性因素初探

计量经济学实验课程结课报题目：影响吉林大学本科生运动积极性因素初 名：陈 级：经济学院经济一班（211301） 一、问题引入20年来，我国大学生体质一直处于持续下降趋势，大学生体质健康状况不佳已成为我国高校普遍的问题，有的高校甚至出现大学生上体育晕倒或猝死的典型事例。我国19-22岁年(2010年-2014年)，下降幅度明显减小。与五年前相比，19-22岁组男生的立定跳远、引体向上、1000米跑以及握力成绩均显示下降，立定跳远、仰卧起坐、800米以及50米跑成绩也都二、模型设定X9：每月在运动场馆花费金X10：体育锻炼场所（1：操场；2：寝室；3：房；4：校园；5：其他X11：空气质量的影响（1：有影响；0：无影响Eviews软件分析和估计模型的参数，建立工作文件，选择工作文件结构类型为无结构272个。Y、X1、X2、X4、X5、X6、X7、X8、X9、X10、X11的散点图和线1，2所示。X11有近似相同的波动趋势，说明被解释变量与解释变量之间可能存性关系。可探索将模型设我们研究影响大学生运动时间的因素，自然运动时间作为被解释变量。首先，男生相对好动也是显然的，他们的体育锻炼时间也相应地比长。再者，如果个人拥有的可支配金额越多，人拥有的可自主支配的闲暇时间越长，他们花费在运动上的时间也可能。同时，对运动重要否与料想的相同。三、数据收集（一）各数据的统计规则、原版问卷、YX（二）13282272份。本文所用数据是通过网上发布问卷的方法获得。问卷见附录，部分结果如图3、4由于样本中男女比例较为均匀，所以可能数据可以较好的反映学校所有学生的状况由于样本中多是20岁的学生所以可能数据并不能很好的反映学校所有学生的状况四、模型的估计与调整（一）EviewsOLS1(178.4401)(15.37406)(8.403948)(0.037860)(8.434077)(11.20340)(2.255427)(7.101501)(0.155018)(0.296425)(7.353603) t=(-0.027282)(-1.602979)(-0.34130)(-0.099625)(2.366515)(3.906322)(2.130972)(1.969474)0.104155)(2.104991)(-0.808452)(- Adjusted （二）11R2=0.228025，AdjustedFH0：β1=β2=β3=β4=β5=β6=β7=β8=β9=β10=β11=0α=0.05F分布表k-1=12-1=11(k为观测值的约束个数)n-k=272-12=260Fα(11,260）=1.79。由表1可得F=6.874264，由于F=6.874264>Fα(11,260）=1.79,应原假设H0，说明回归t检验：分别针对H0：βj=0(j=1,2,……11)给定显著性水平α=0.05，查t分布表的自由度为n-k=272-12=260的临界值tα/2(n-k)=1.960。由表1中数据可得，β4，β5，β6，β7，β9的估计值对应的t统计量分别为2.366515，3.906322，2.130972，1.969474，2.104991，其绝对值大于tα/2(n-k)=1.960，这说明在显著性水平α=0.05下，分别应当H0，也就是说，当在其他解释变量不变的情况下，解释变量X4，X5，X6，X7，X9分别对被解释变量Y有显著影响。β1，β2，β3，β8，β10，β11的估计值对应的t统计量分别为-1.602979，-0.34130，-0. 0.808452，-1.318246，其绝对值小于tα/2(n-k)=1.960，这说明在显著性水平α=0.05下，分别应当接受H0，也就是说，当在其他解释变量不变的情况下，解释变量X1，X2，X3，X8，X10，X11对被解释变量Y影响不显著。从表中可以得出X3，X8对应的P值分别为0.9207,0.9171，表明在α=0.10下，可不X3，X8对被解释变量Y有显著影响。X1、X2、X4、X5、X6、X7、X8、X9、X10、X11数据，表 X变量分别作为被解释变量，X变量进行回归，为节省篇幅，只给出从这些回归所得到的可决系数和方差扩大因子3所示。由表中数据可知，辅助回归的可决系数较低，经验表明，方差扩大因子VIFj≥10时，通常说明该解释变量与其余解释变量之间有严重的多重共线，表中各变量的方差扩大10，表明各解释变量之间不存在严重多重共线问题。表 μi OLSe2，然后绘制e2对X的散点图，经过观察，我们发e2不随Xμie 5e2对X μiGoldfeld-QuanadtX3进行X3取值排序（递减），n=272，删1/4的观测值，余下部分平分得到两个样本区间：1~102,171~272，它们的样本个数均为101个，即n1=n2=102.1~102171~272OLS3，4求F统计量值。基于表3，4中残差平方和的数据，即sumsquaredresid的值。由表3得到残差平方和为∑e132= ，由表4得到残差平方和为∑e232= ，根据Goldfeld-Quanadt检验，F统计量为：F=∑e232/∑e132 α=0.05101FF0（101,101）=1.37，因为F=1.30<1.37，所以不原假设，表明模型中μi不存在异方差31~1024171~272t为了更进一步确认μi不存在异方差，我们进行了White检验。由于我们的样本容量为272是大White检验，作e2对常数项，解释变量，解释变量的平方及交叉乘积等所构成t。0=113.145,所以不原假设，表明模型中μi不存在异方差

0表 White检验结表 White检验结表 White检验结自相关性检验（DW检验由对模型的OLS估计结果可得DW=2.228339。对于样本量为272、解释变量为11个、显著0.05DW统计表可知，dL=1.654，dU1.885，4du=2.115，4dL=2.346，4-du<DW<4-dL，所以无法判断模型是否有自相关。五、模型分析(178.4401)(15.37406)(8.403948)(0.037860)(8.434077)(11.20340)(2.255427)(7.101501)(0.155018)(0.296425)(7.353603) t=(-0.027282)(-1.602979)(-0.34130)(-0.099625)(2.366515)(3.906322)(2.130972)(1.969474)0.104155)(2.104991)(-0.808452)(- Adjusted α=0.05F检验，F值都是比较显著的。t检验的时候，t值都已经比较显著，但是β1，β2，β3，β8，β10，β11的估计值对应的t统计量的不显著。也就是说，当在其他X1，X2，X3，X8，X10，X11Y影响不显著。X1，X2，X3，X8，X10，X11OLS66(40.12250)(8.201222)(10.92516)(2.222035)(6.916508)(0.259143)t=(-3.246766) )(2.321745)(1.938312) Adjusted FH0:β4=β5=β6=β7=β9=0，给定显著性水α=0.05Fk-1=6-1=5(k为观测值的约束个数)n-k=272-6=266Fα(5,266）=2.21,由表6可得F=14.45048，由于F=14.45048>Fα(5,266）=2.21,应原假设H0，t检验：分别针对H0：βj=0(j=4,5,6,7,9)给定显著性水平α=0.05，查t分布表的自由度为n-k=272-6=266的临界值tα/2(n-k)=1.960。由表1中数据可得，β4，β5，β6,β9的估计值对应的t统计量分别为-3.246766,2.682710,4. 大于tα/2(n-k)=1.960，这说明在显著性水平α=0.05下，分别应当H0，也就是说，当在其他解释X4(体育锻炼重要性认识)，X5(闲暇时间)，X6（周围有运动习锻炼影响。Β7t统计量为1.938312tα/2n-k)=1.960，这说明在显著性水α=0.05H0X7对被解释Y影响不显著。六、分析结论活动的花费这四个因素影响较为显著。而空气因虽然没有是经过t检验，但因为是受其0－1七、局限性1202、数据处理：我们数据处理过程中，不可避免地使用了0－1变量（如：，空气质量），赋（对重要性认识）

对本科生参与体育锻炼您的是[单选题][必答题男女您的是[单选题][必答题≤19202122≥23[单选题必答题≥800600-800400-600200-400≤200[单选题必答题≥43-42-31-2≤1[单选题必答题[单选题必答题≥1510-155-10≤5[单选题必答题您每月花费接受专