計量經(jīng)濟學軟件操作

1、精品文檔計量經(jīng)濟學軟件操作應(yīng)用北京市住宅商品房平 均銷售價格（元/平方米）房屋供應(yīng)面積 （百萬平方米）城鎮(zhèn)固定資產(chǎn) 投資額（萬元）在崗職工平均 工資（元）2000 年4557497.711963000165362001 年4716593.11419600019509.332002 年44676241693600022108.532003 年4467693.31999910725697.952004 年4747786.623330046296742005 年6162835.725954100341912006 年7375993.830124500401172007 年10661.241137.7

2、36567000465082008 年116481253.935548000563282009 年132241438.441496286581402010 年17151176150026000656832011 年15517.919885519840375834.612012 年16553239360648591853062013 年1785425006797537393960以上是北京2000年一2013年的住宅商品房銷售價格、房屋供應(yīng)面積、在崗職工平均工資和 城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。下面我們應(yīng)用Eviews軟件對此統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析。1、首先大體分析數(shù)據(jù)內(nèi)容，我們根據(jù)經(jīng)濟關(guān)系認為住宅商

3、品房銷售價格是受房屋供應(yīng)面積、 在崗職工平均工資和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額的影響的，所以：建立一般模型： Y=C+b1X1+b2X2+b3X3+U其中：Y住宅商品房銷售價格X1房屋供應(yīng)面積X2 在崗職工平均工資X3 城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額C常數(shù)系數(shù)2、Eviews軟件估計結(jié)果如下:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/02/15Time: 12:54Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X1-1.84311

4、85.039291-0.3657490.7222X20.0001530.0002440.6292620.5433X30.1432690.1722300.8318450.4249C14.82325969.72400.0152860.9881R-squared0.934974Mean dependent var9935.724Adjusted R-squared0.915467S.D. dependent var5318.260S.E. of regression1546.264Akaike info criterion17.76003Sum squared resid23909319Schwar

5、z criterion17.94261_og likelihood-120.3202Hannan-Quinn criter.17.74313F-statistic47.92849Durbin-Watson stat0.971177prob(F-statistic)0.000003可以看到可決系數(shù)為0.93，比較高，樣本回歸線與樣本觀測值擬合程度比較好。 Y變化的93.5%可以由其他三個變量的變化來解釋。擬合優(yōu)度越高，解釋變量對 被解釋變量的解釋程度就越高。自由度為14-3-仁10，F(xiàn)檢驗大于27.23表明在1%勺顯著性水平下，模型的線性 關(guān)系顯著成立。CorrelationY|X1X2X3 Y

6、1 0000000.9549330.9640020 965551|X1|0.954933 11,0000000.9905790.990506X20 9645020.9905791.0000000 994316X30.9655510.9905080.9943191 000000根據(jù)相關(guān)系數(shù)關(guān)系發(fā)現(xiàn)XI、X2、X3之間的相關(guān)關(guān)系都很高，其中 X2、X3之間的 最高；其次是X2和X1之間的相關(guān)關(guān)系；然后是X1和X3o表明他們之間有較強 的共線性。說到T檢驗，因為方程的總體線性關(guān)系是顯著的，并不能說明每個解釋變量對被 解釋變量的影響都是顯著的，必須對每個解釋變量進行顯著性檢驗，以來決定是否作為解釋變量

7、保存在模型中。如果某個變量對被解釋變量的影響不顯著，應(yīng)該剔除，已建立更為簡單的模型。故用 T檢驗。-0.365749 ; 0.629262 ; 0.831845 分別為X1、X2、X3的T檢驗值。都不高，X2和X3在75%勺影響下顯著，而X1不顯著。沒有通過變量顯著性檢驗。說明存在嚴重多重共線性。要進行以下修正:、看看是否真的有多重共線性:CorrelationXIX2X3L xi1.0000000.9905790.990508IX20.9905791 OOCOOO0.994319P X30.9905080.994319roooooo可以看到真的存在多重共線性，他們之間的相關(guān)系數(shù)都達到了0.9

8、9以上1、下面進行X1和丫的檢驗:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/02/15 Time: 18:35Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X17.5551460.67791211.144720.0000C493.8431954.24470.5175220.6142R-squared0.911897Mean dependent var9935.724Adjusted R-squared0.90

9、4556S.D. dependent var5318.260S.E. of regression1643.028Akaike info criterion17.77803Sum squared resid32394485Schwarz criterion17.86933Log likelihood-122.4462Hannan-Quinn criter.17.76958F-statistic124.2049Durbin-Watson stat0.763881Prob(F-statistic)0.000000可以看到可決系數(shù)為0.91，而且T檢驗通過，我們暫且保留2、在進行X2和丫的檢驗：Dep

10、endent Variable: 丫Method: Least SquaresDate: 11/02/15 Time: 18:38Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X20.0002862.26E-0512.671010.0000C-75.94089881.1922-0.0861800.9327R-squared0.930457Mean dependent var9935.724Adjusted R-squared0.924662S.D. dependent

11、 var5318.260S.E. of regression1459.748Akaike info criterion17.54148Sum squared resid25570383Schwarz criterion17.63277Log likelihood-120.7904Hannan-Quinn criter.17.53303F-statistic160.5546Durbin-Watson stat0.762553Prob(F-statistic)0.000000可以看到可決系數(shù)為0.93 , T檢驗同樣通過，因為大于8.12。暫時保留3、同理，X3和Y的檢驗：Dependent Va

12、riable: YMethod: Least SquaresDate: 11/02/15 Time: 18:40Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X30.2029360.01578812.853830.0000C229.6596847.57850.2709600.7910R-squared0.932288Mean dependent var9935.724Adjusted R-squared0.926645S.D. dependent var5318.26

13、0S.E. of regression1440.402Akaike info criterion17.51480Sum squared resid24897102Schwarz criterion17.60609Log likelihood-120.6036Hannan-Quinn criter.17.50635F-statistic165.2209Durbin-Watson stat1.151232Prob(F-statistic)0.000000可以看到，可決系數(shù)為0.93，T檢驗為12.85通過，暫時保留。但是X1、X2、X3三者比較，X3的調(diào)整可決系數(shù)最大，為0.927。故用X3和其他

14、 變量間同Y進行回歸分析：1、先是Y與X3和X2回歸分析:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/02/15 Time: 18:56Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X30.1192560.1528280.7803290.4517X20.0001190.0002160.5506760.5929C75.97497916.82050.0828680.9354R-squared0.934104Mean

15、 dependent var9935.724Adjusted R-squared0.922123S.D. dependent var5318.260S.E. of regression1484.133Akaike info criterion17.63046Sum squared resid24229160Schwarz criterion17.76740Log likelihood-120.4132Hannan-Quinn criter.17.61778F-statistic77.96547Durbin-Watson stat0.938566Prob(F-statistic)0.000000

16、可以看到雖然可決系數(shù)通過，但 T檢驗通過的不好，特別是 X22、下面進行丫與X3和X1的回歸分析：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/02/15 Time: 18:57Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X30.2189380.1198671.8265040.0950X1-0.6081324.512175-0.1347760.8952C224.3200885.42370.2533480.804

17、7R-squared0.932400Mean dependent var9935.724Adjusted R-squared0.920109S.D. dependent var5318.260S.E. of regression1503.210Akaike info criterion17.65600Sum squared resid24856057Schwarz criterion17.79294Log likelihood-120.5920Hannan-Quinn criter.17.64333F-statistic75.86038Durbin-Watson stat1.185660Pro

18、b(F-statistic)0.000000可以看到同樣可決系數(shù)通過，但是 T檢驗過程中X1不通過因為只有三個解釋變量，故舍棄 XI。成為二元回歸。此時的調(diào)整可決系數(shù)大于 原三元回歸的模型。雖然Prob仍不符合，即數(shù)據(jù)還是有偏差，但仍是有所改進 此時的回歸方程為：Y = 0.119255899172*X3 + 0.000118750998689*X2 + 75.9749703821以上即為多重共線性的檢驗與修正、異方差的檢驗:F疋廠*Delrte G-snrPith c xiiiEiirEsadmriiKtoncflcurnfncE：File Edi t Object View 卩陽匚 Qui

19、ick Oplions Add-in Win do a1 已我舉_ Warkfilc i icr uicndminiarKorLdKunwnuVeiiavs add | Vif w PTor Otytcct | | Print saw Octal Is /-| 為円 Fetrh Store Flange- 2n 一 id abaSarnie：2MD 2013 一 Mobs1 2 J 4 5 J22T(!:叭拿q:4聞沏C 鶴亡e一一 cngrhww嘛 5.覽# 血|!回L=叵以上是這是做完后的樣子。F面是異方差散點圖:可以看到有增大的趨勢 下面進行懷特檢驗：由懷特檢驗結(jié)果可知F檢驗通過、調(diào)整可

20、決系數(shù)為6.8、Prob小于0.05。說明 他們是顯著的，是拒絕原假設(shè)的。模型中隨機誤差項存在異方差。所以下面進行異方差的修正：書本上的方法：建立權(quán)變量 W1 W2和W3進行加權(quán)最小二乘法: 進行 W1 的檢驗：Modified: 2000 2013 / w1=1/xMttiDd: UkI SquariGDUO 11JQV15 Tine; 1-Q5Sgmpie: 200D2U13Indued DEssrvaliznSiweiaruno genes:小CitandArrt 4c ym tierseal ”d)iVh v4iirrrn=it-nf icr _dA r.m- awpVan az le

21、Ccefficaent:3td Errn-1-Sta1isii 匚Pino tiX4 730600C-713531Ctl42ac.ooooc1M.7S507090 2C5C.0232J74.fr318weignt&d Slat tticuzn悄站n園苗n那nt v射A32DQ27OSDS 苗s.D dopiriMntvar4O201.&16 E ofregraasiDn90Q5998WIk nr s crien dd21.19842Sutti squared reaicScnclenon212S971Ldc livelihood-1W.3SB9HannEn-auinri enter21.189

22、97F-stateMic沾.比MSDirsin-Wiit&on stat1 295121FroKF-BWistkJ0 CDCOC76351J&1IJrkBighrlR-=qu3reda 3M01Je-an deptnzenl var47S2E IDAe|us l dLkrc-dQ42E034S.D.也必口凸山TitTi2530373S.E. ofregr 整 slonSDQS 121SiimsiquiKirwsiidS76E*G3DurNiF-watton sial1 13S670看到可決系數(shù)有了提高為0.8 o進行 W2的檢驗：Modified: 2000 2013 / w2=1/xA2De

23、pET-denit Varia bl e YMtfhod: LQa&lSquiaiiQ&Da:e: 11A1/15- Time：2l：O(33a lr 3 D00 5013inauQM MeivaLllong: 14wahthnpQ GMiafi 黑2Weigfttvre: variance 詢禪哦電 seal mg 1Whits- ht#rokdto nt sLaodAd nai*s & cciriLanc*VanaoleCoetficen*Sd Efrcrt 號11=-ProbX4J30D0 J13531a.542i*ODODOC1MJ55Q?090 2050.Q2323TQJ9W應(yīng) ig

24、hlw j Statis liesft-iqusrtlfl 64271fear mperitjfnt 諂rsawwrAdju sled R-squared08096273D depndentv#血站刁1&Ecf rsf(KcionAKaiKe nro crRiriwi21 10M2Su*n squared residScliaizcntBUDni2123971Lag lielitioc d-倔遜PHarnan-Gjinn crier21 1SM7F-M推S0L2t719Dur ilri-WdLuri fiW1JM121Prab(F etauttc)Q.CDOOQwoi;htzdmcancDpB

25、BB1U1Unweighted! Stat sbesfi-aqufirta0 03M01tJepernjent47D&BL14如ju 呂俺 d R-qu-aied0925034SD d即刖血Ewr2930173S.E.oi rrelon5928 121Sum EQuz mwsid5 76EHJ8Durbln-W Jtson slat1.13B57D看到可決系數(shù)有了提高為0.8 o進行 W3的檢驗：Modified: 2000 2013 / w3=1/xA0.5DepcndentVaiatlE. r1 wtncc: uaLSquars Date: 11/01/15 Time:2i：10 Smpl

26、 2000 2013Induded obativattns Mwi匚nun?百rimm: vj=WeithttrE: ariance no calino腳n 也 牠他忙計加 a 蚪bciiy-cnsKiEnt iiahiatrro-s t. ctvsr mn 館R-squa.red0.93227Llen cependertcr47B28 10Adjusted R-sq才昶s.D depennntr301739.E. 3f r*af*ssiofi6353 927Sun squared rtild&64EM38urein-waiecn slat1.118953看到可決系數(shù)有了提高為0.91?？梢钥?/p>

27、出這里 W3的加權(quán)為最好。故進行 W3的加權(quán)修正還有些推薦的方法:varaticot me fl ni劉.ErrorI-SUMBMCPro 3X4 60m?0.4B5783S.293319OJOOOV1995.51440922920.4f.76522346Aeij-rted 3tstiesR-scuaied0 t19B30Mean cependertir4esea&4Aju&tsd R-sqjard0 013258S D Jp*rntr31870&75E cfr?are55iQn“拓.22Aka ke-info syrterigri25,33 莖 5Sum SEjjarad -es Ce.gE

28、iaSdTwvaz srltGrion25.47264Ln口 like-iheed-175.6S95Harnai-Quinn criler.2S372S01 ir.sftgaburari-Watecn 賈 at1.179134PrDD(rsiatstic)o.cooioc*Setohted mtandeo.5416S52Uneuhtf J Strati3=Equationc UNTITLED Worlcfile 3:llntitled_ D X| VieProc ObjectPrintNameFreeze 1EstimateForecastStatsResideDependent Variab

29、le: E2Method: Least SquaresDate; 11/01/15 Tims; 51:15Sample: 2000 2013Included observations: 14VariableCoefficientStd, Errort-Stati SticProb.X-29255.4017242.44-V69S7390.1178XA21 65757307994172 0734780.0624C1.24E+0B749404016515020.1209R*squard0.485890Mean depende40257864Adjusted R-squared0.395415S.D.

30、 dependent var61018070S上.Qf regression47562139Akaiike info criterion383如38Sum squared resid2.49EHSSchwarz criterionM. 51712Log likelihood-265.6627Hannan-Quinn enter.38.36771F-statistic5198099Durbin-Watson stat2.203873PTobfF-statistic)0.0257&2與課本上的比較這種方法做得更差。不用它、自相關(guān)檢驗=Equation: UNTITLED Workfilc 5c:U

31、ntitled一 nViewProcObjectPrintFreezeEstimateForecast StatsResidsDependent variable: Y Llethcd: Least Squares Date:11rt)1/15 Time: 22:09 sample: 20002013Irduded onservatians: 14Varia&leCoefficientSid. Errort-StatisticPro&.X0.2029360 01578812.853330.0000c22 価 96S47.578E0.2709600.7910R-squared0 932283We

32、an dependentvar9935 724Adjusted K-squaied0.92&645S.D. dependGntvar5318.2&0S.E. of regression1440.402Altaite info criterion17,51480Sum squared resid24897102Schwarz criterion17 50609Log IW電lihood-120.6036Hann肯rnQuinn critsr.17.50535F-statistic165 2209Dubin-Watson stat1 151232ProbiF-statisticjQ.OOQODO可以看到這個回歸檢驗很完美，如果看D.W.檢驗的話。查D.W.分布表可知(n=14;k=3)dl和du的臨界值為(0.90544 ，1.55066 )，同樣符合。沒有 自相關(guān)。查看殘差圖為:=Equation: EQD1 Workfile： 5;：Unttl亡d- XView Proc Object Print | Name Freeze Estimate Forecast StatsResid s-2 000-