計(jì)量實(shí)驗(yàn)報(bào)告模版一元線性回歸

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)時(shí)間：2013年5月 系別： 經(jīng)濟(jì)管理系 專業(yè)班級(jí)： 10級(jí)國(guó)貿(mào)本科學(xué)號(hào)： 201001901185 姓名： 龐菲菲 成績(jī)： 【實(shí)驗(yàn)名稱】計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)EVIEWS的基本操作【實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹浚?）掌握EVIEWS軟件的基本操作與最小二乘法的估計(jì) （2）通過(guò)對(duì)案例的分析處理，利用EVIEWS軟件對(duì)一元線性回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)、經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，以便對(duì)其理論理解更深刻和統(tǒng)計(jì)并學(xué)習(xí)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識(shí)來(lái)分析現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題【知識(shí)準(zhǔn)備】 EVIEWS軟件的基本操作 最小二乘法【實(shí)驗(yàn)軟件】 EVIEWS軟件【實(shí)驗(yàn)要求】 1利用Eviews計(jì)算OLS估計(jì)量2利用Eviews求回歸方程3對(duì)模型估

2、計(jì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)【實(shí)驗(yàn)方案與進(jìn)度】 1、構(gòu)建1989-2005年中國(guó)出口總額與GDP數(shù)據(jù)的函數(shù)模型，被解釋變量為GDP數(shù)據(jù)，解釋變量為出口總額。2、從數(shù)據(jù)庫(kù)獲取數(shù)據(jù)，并建立Excel表格類型的數(shù)據(jù)文檔。3、利用lny=log(y) dlny=lny-lny(-1) dy=y-y(-1)公式，求解參數(shù)估計(jì)值和作圖。4、 將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Eviews5.0中，首先利用equation命令求解，進(jìn)一步利用程序設(shè)計(jì)地方法解得參數(shù)估計(jì)值。5根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果檢驗(yàn)估計(jì)效果和擬合圖形?！緦?shí)驗(yàn)過(guò)程】 一、一元線性回歸第一步，建立數(shù)學(xué)模型 由經(jīng)濟(jì)理論知，GDP大小受出口總額的影響，當(dāng)出口總額增加時(shí)，GDP也會(huì)相應(yīng)的隨之增

3、加，他們之間具有正向的同步變動(dòng)趨勢(shì)。GDP除受出口額的影響外，還受表11989-2005年中國(guó)出口總額與GDP數(shù)據(jù)年份出口總額GDP19891956.116992.319902985.818667.819913827.121781.519924676.326923.519935284.835333.9199410421.848197.9199512451.860793.7199612576.471176.6199715160.778973.0 199815223.684402.3199916159.889677.1200020634.499214.6200122024.4109655.2200

4、226947.9120332.7200336287.9135822.8200449103.3159878.3200562648.1183084.8數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2007）其他一些變量的影響及隨機(jī)應(yīng)訴的影響，將其他變量及隨機(jī)因素的影響均歸并到隨機(jī)變量u中，根據(jù)X與Y的樣本數(shù)據(jù)，作X與Y 的散點(diǎn)圖可以看出，它們的變化趨勢(shì)是線性的，由此建立某年中國(guó)出口總額與GDP之間的一元線性回歸模型 Yi=B0+B1Xi+ui第二步，估計(jì)參數(shù)由表1中樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)，樣本回歸模型為 Yt=B0+B1Xt+et由于樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通常下標(biāo)寫(xiě)為t。 用EViews軟件的操作步驟如下： 主菜單FileNe

5、wWorkfile打開(kāi)工作文件范圍選擇框，選擇Annual，分別輸入1989，2005。 主菜單QuickSample在打開(kāi)的當(dāng)前樣本區(qū)間選擇框中分別輸入1989,2005 主菜單 QuickEmpty Group 打開(kāi)空白表格數(shù)據(jù)窗口，分別輸入變量Y,X的數(shù)據(jù)。 主菜單QuickEstimate Equation打開(kāi)估計(jì)模型對(duì)話框，選擇Least Squares,輸入Y C X。下面是EViews的估計(jì)結(jié)果一、原數(shù)據(jù)即樣本回歸方程為Yt=26378.4+2.87Xt （4.95）（13.37） r2=0.92括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的值，以下同。 第三步，評(píng)估模型（1） 對(duì)回歸方

6、程的結(jié)構(gòu)分析 B1=2.87是樣本回歸方程的斜率，它表示的是GDP邊際傾向，說(shuō)明出口額每增加1元，將增加2.87元的GDP；B0=26378.4是樣本回歸方程的截距，它表示不受出口額影響的因素。（2） 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) r2=0.92，說(shuō)明總離差平方和的92%被樣本回歸直線解釋，有8%未被解釋，因此，樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合度是較高的。 當(dāng)顯著水平為0.05，查自由度v=17-2=15的t分布表，得臨界值t0.025(15)=2.13,t0=4.95> t0.025(15),t1=13.37> t0.025(15),故回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，X對(duì)Y有顯著影響。杜濱D

7、W=0.266099 說(shuō)明存在自相關(guān)。 二、取對(duì)數(shù)時(shí) 打開(kāi)估計(jì)模型對(duì)話框，選擇Least Squares,輸入lny C lnx。下面是EViews的估計(jì)結(jié)果即樣本回歸方程為Yt=3.859+0.76Xt （13.4）（25.1） r2=0.98評(píng)估模型(1)對(duì)回歸方程的結(jié)構(gòu)分析 B1=0.76是樣本回歸方程的斜率，它表示的是GDP邊際傾向，說(shuō)明出口額每增加1元，將增加0.76元的GDP；B0=3.859是樣本回歸方程的截距，它表示不受出口額影響的因素。(2)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) r2=0.98，說(shuō)明總離差平方和的98%被樣本回歸直線解釋，有2%未被解釋，因此，樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合度是很高的。 當(dāng)顯

8、著水平為0.05，查自由度v=17-2=15的t分布表，得臨界值t0.025(15)=2.13,t0=13.4> t0.025(15),t1=25.1> t0.025(15),故回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，X對(duì)Y有顯著影響。杜濱DW=0.935862 說(shuō)明存在自相關(guān)。三、差分時(shí)打開(kāi)估計(jì)模型對(duì)話框，選擇Least Squares,輸入的dy c dx。下面是EViews的估計(jì)結(jié)果即樣本回歸方程為Yt=5452+1.3Xt （5.7）（7.78） r2=0.81評(píng)估模型(1)對(duì)回歸方程的結(jié)構(gòu)分析 B1=1.3是樣本回歸方程的斜率，它表示的是GDP邊際傾向，說(shuō)明出口額每

9、增加1元，將增加1.3元的GDP；B0=5452是樣本回歸方程的截距，它表示不受出口額影響的因素。(2)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) r2=0.81，說(shuō)明總離差平方和的81%被樣本回歸直線解釋，有19%未被解釋，因此，樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合度較高。 當(dāng)顯著水平為0.05，查自由度v=16-2=14的t分布表，得臨界值t0.025(14)=2.15,t0=5.7> t0.025(15),t1=7.78> t0.025(15),故回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，X對(duì)Y有顯著影響。杜濱DW=1.190714 說(shuō)明存在自相關(guān)。四、對(duì)數(shù)差分時(shí)打開(kāi)估計(jì)模型對(duì)話框，選擇Least Squares,

10、輸入的dlny c dlnx。下面是EViews的估計(jì)結(jié)果即樣本回歸方程為Yt=0.11+0.2Xt （3.73）（1.92） r2=0.21評(píng)估模型(1)對(duì)回歸方程的結(jié)構(gòu)分析 B1=0.2是樣本回歸方程的斜率，它表示的是GDP邊際傾向，說(shuō)明出口額每增加1元，將增加0.2元的GDP；B0=0.11是樣本回歸方程的截距，它表示不受出口額影響的因素。(2)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) r2=0.21，說(shuō)明總離差平方和的81%被樣本回歸直線解釋，有79%未被解釋，因此，樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合度是很不好的。 當(dāng)顯著水平為0.05，查自由度v=16-2=14的t分布表，得臨界值t0.025(14)=2.15,t0=3.

11、73> t0.025(15),t1=1.92<t0.025(15),X對(duì)Y不顯著。杜濱DW=0.616523 說(shuō)明存在自相關(guān)五、結(jié)論 根據(jù)以上分析，取對(duì)數(shù)時(shí)模型最好。 r2=0.98，說(shuō)明總離差平方和的98%被樣本回歸直線解釋，有2%未被解釋，因此，樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合度是很高的。 當(dāng)顯著水平為0.05，查自由度v=17-2=15的t分布表，得臨界值t0.025(15)=2.13,t0=13.4> t0.025(15),t1=25.1> t0.025(15),故回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，X對(duì)Y有顯著影響。 二、多元線性回歸第一步，建立數(shù)學(xué)模型

12、根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論知識(shí)和對(duì)實(shí)際情況的分析可以知道，GDP Y 的大小受出口額X1和進(jìn)口額X2的影響，因此我們?cè)O(shè)定回歸模型為 Yi=B0+B1X1i+B2X2i+ui匯率1RMB=0.1618USD年份GDP(億元)GDP(萬(wàn)美元）出口額（萬(wàn)美元）進(jìn)口額（萬(wàn)美元）1985349.95566219.139606129431986397.68643446.2450305120721987469.44759553.9261945126971988584.07945025.2663860195331989640.81036814.466563186381990744.441204503.92805521360

13、91991833.31348279.4101665358601992986.981596933.641411456665519931259.552037951.91137655951619941666.642696623.521543386077319952151.433481013.741470155687319962584.984182497.641352945127319972918.834722666.941447294464519983118.095045069.621282614991119993326.755382681.51281876735920003691.88597346

14、1.841653099595120013983644449417540010044120024340.947023640.9217954210807920034638.737505465.1421462615899020045612.269080636.6830977823399620056511.3410535348.1237466722581820067568.8912246464.02509401225858第二步，估計(jì)參數(shù) 用EViews軟件的操作步驟如下： 主菜單FileNewWorkfile打開(kāi)工作文件范圍選擇框，選擇Annual，分別輸入1985，2006。 主菜單QuickSa

15、mple在打開(kāi)的當(dāng)前樣本區(qū)間選擇框中分別輸入1985,2006 主菜單 QuickEmpty Group 打開(kāi)空白表格數(shù)據(jù)窗口，分別輸入變量Y,X的數(shù)據(jù)。 主菜單QuickEstimate Equation打開(kāi)估計(jì)模型對(duì)話框，選擇Least Squares,輸入Y C X1 X2。下面是應(yīng)用EViews的最小二乘法程序，輸出結(jié)果一、原數(shù)據(jù)根據(jù)圖中數(shù)據(jù)的到回歸方程如下: Y = 202571.9 + 13.02959X1 + 25.74758X2 t=(0.421494) (1.961485) （2.457837）由t值可看出出口額GDP影響不是很顯著，進(jìn)口額對(duì)GDP影響顯著，F(xiàn)值很大說(shuō)明回歸方

16、程顯著，可決系數(shù)R2=0.887963，修正后的可決系數(shù)為0.876170，說(shuō)明擬合優(yōu)度比較好。杜濱DW=0.379197， 說(shuō)明存在自相關(guān)。二、取對(duì)數(shù)時(shí)從圖形上看變量間也存在一定的關(guān)系，然后對(duì)其進(jìn)行一元回歸分析，如下圖根據(jù)圖中數(shù)據(jù)的到回歸方程如下:LNY = 1.208606 + 0.699626LNX1 + 0.50029LNX2 t=(0.544931) (1.685279) (1.826601)由t值可看出出口額和進(jìn)口額對(duì)GDP影響不顯著，F(xiàn)值很大說(shuō)明回歸方程顯著，可決系數(shù)R2=0.882406，修正后的可決系數(shù)為0.870027，說(shuō)明擬合優(yōu)度比較好。杜濱 DW=0.468777 說(shuō)明

17、存在自相關(guān)。三、取差分時(shí)根據(jù)圖中數(shù)據(jù)的到回歸方程如下: DY = 356451.4 + 10.21089DX1 -2.82864DX2 t=(4.237739) (4.937079) （-0.761957）由t值可看出出口額對(duì)GDP影響顯著，進(jìn)口額對(duì)GDP影響不顯著，F(xiàn)值很大說(shuō)明回歸方程顯著，可決系數(shù)R2=0.593140，修正后的可決系數(shù)為0.547933，說(shuō)明擬合優(yōu)度不是很好。杜濱 DW=1.073227 說(shuō)明不存在自相關(guān)。 四、對(duì)數(shù)差分時(shí) 根據(jù)圖中數(shù)據(jù)的到回歸方程如下:DLNY = 0.147463 + 0.043297DLNX1 - 0.046616 DLNX2 t=(7.925208) (0.439791) (-0.879648)由t值可看出出口額和進(jìn)口額對(duì)GDP影響不顯著，F(xiàn)值較小說(shuō)明回歸方程不顯著，可決系數(shù)R2=0.042186，修正后的可決系數(shù)為-0.064238，說(shuō)明擬合優(yōu)度不是很好。杜濱 DW=0.852219 說(shuō)明存在自相關(guān)。以上四次回歸分析，對(duì)變量取對(duì)數(shù)比較好?！緦?shí)驗(yàn)小結(jié)】通過(guò)這次實(shí)驗(yàn)，加深了對(duì)EViews軟件的了解，熟悉了Eviews基于計(jì)量分析的操作過(guò)程，能夠應(yīng)用EViews軟件處理數(shù)據(jù)、作圖、統(tǒng)計(jì)分析、建模分析、預(yù)測(cè)的功能，對(duì)簡(jiǎn)單線性回歸模型進(jìn)行了詳細(xì)的分析。通過(guò)本次上機(jī)實(shí)驗(yàn)，我可以熟練的應(yīng)用Eviews解決問(wèn)題，并且掌握了一元線性