計量經(jīng)濟學實驗課報告

1、經(jīng)濟與管理學院實驗報告線性回歸方程實 驗 報 告學生姓名王聰聰學號051211026學院 經(jīng)濟與管理學院專 業(yè)國際經(jīng)濟與貿易指導教師王倩實驗時間2014.12教師評分教師評語： 成績：等級優(yōu)秀良好及格不及格成績1實驗題目 計量經(jīng)濟學一、 實驗目標1 熟悉Eviews軟件的基本操作；2 掌握利用Eviews的窗口操作功能作散點圖、相關系數(shù)矩陣、估計簡單線性回歸方程和多元回歸方程等基本技能；3 學會使用Eviews軟件作經(jīng)濟預測；4 通過自尋題目，鍛煉分析問題和解決問題的能力；5 學會撰寫實驗報告。二、 實驗環(huán)境1、已經(jīng)正確安裝Eviews軟件。2、中國統(tǒng)計年鑒網(wǎng)上查找相關資料三、實驗過程實驗一

2、一元回歸方程10月 9日題目：中國1978-2000年的財政收入Y和國內生產總值（GDP）的統(tǒng)計資料如下：年份YGDP年份YGDP19781132.263624.119902937.1018547.919791146.384038.219913149.4821617.819801159.934517.819923483.3726638.119811175.794862.419934348.9534634.419821212.335294.719945218.1046759.419831366.955934.519956242.2058478.119841642.867171.019967407

3、.9967884.619852004.828964.419978651.1474462.619862122.0110202.219989875.9578345.219872199.3511962.5199911444.0882067.519882357.2414928.3200013395.2389403.619892664.9016909.2要求，以手工和運用EViews軟件（或其他軟件）：（1）作出散點圖，建立財政收入隨國內生產總值變化的一元線性回歸模型，并解釋斜率的經(jīng)濟意義；（2）對所建立的回歸模型進行檢驗；（3）若2001年中國國內生產總值為105709億元，求財政收入的預測值步驟：

4、1點開 File new workfile， 在“Workfile structure type”中選擇dated-regular frequency ，起止年份為19782000，文件中的現(xiàn)成數(shù)據(jù)，復制、粘帖到數(shù)組表中。2散點圖如下：3得回歸參數(shù)的估計值、決定系數(shù)、以及F檢驗、t檢驗的結果?；貧w方程為：y=556.6477+0.119807x，含義是GDP每增加1個單位，稅收增加0.119807億元。4點開 View Actual, Fitted, Residual Actual, Fitted, Residual Table5實際值、擬合值（估計值）、殘差，以及標準化殘差圖6擴展樣本范圍7

5、. 當X=105709時，得出Y的估計值 8預測值及置信區(qū)間的折線圖練習：人口出生率、死亡率如下：單位：年 份出生率y死亡率x199616.986.56199716.576.51199815.646.50199914.646.46200014.036.45200113.386.43200212.866.41200312.416.40200412.296.42200512.406.51200612.096.81200712.106.93200812.147.06200911.957.08201011.907.11201111.937.14201212.107.15由圖可知：線性回歸方程為：y=3

6、2.89274 - 2.929576x 22實驗二 多元回歸模型10月30日練習一：中央和地方稅收的國家財政收入中的“各項稅收”（簡稱“稅收收入”）作為被解釋變量，解釋變量設定為可觀測“國內生產總值（GDP）”、“財政支出”、“商品零售物價指數(shù)。 稅收收入（億元）Y國內生產總值(億元）X2財政支出（億元）X3商品零售價格指數(shù)（%)X41978519.283645.2171122.09100.71979537.824062.5791281.791021980571.704545.6241228.831061981629.894891.5611138.41102.41982700.025323.3

7、511229.98101.91983775.595962.6521409.52101.51984947.357208.0521701.02102.819852040.799016.0372004.25108.819862090.7310275.182204.9110619872140.3612058.622262.18107.319882390.4715042.822491.21118.519892727.4016992.322823.78117.819902821.8618667.823083.59102.119912990.1721781.53386.62102.919923296.912

8、6923.483742.2105.419934255.3035333.924642.3113.219945126.8848197.865792.62121.70 19956038.0460793.736823.72114.80 19966909.8271176.597937.55106.10 19978234.0478973.039233.56100.80 19989262.8084402.2810798.1897.40 199910682.5889677.0513187.6797.00 200012581.5199214.5515886.598.50 200115301.38109655.2

9、18902.5899.20 200217636.45120332.722053.1598.70 200320017.31135822.824649.9599.91 200424165.68159878.328486.89102.81 200528778.54184937.433930.28100.78 200634804.35216314.440422.73101.03 200745621.97265810.349781.35103.79 200854223.79314045.462592.66105.90 200959521.59340902.876299.9398.80 201073210

10、.79401512.889874.16103.07 201189738.39473104109247.8104.94 2012100614.28518942.1125953101.97 建立多元回歸模型和比較、篩選模型模型一：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 01/09/13 Time: 09:09Sample: 1978 2012Included observations: 35VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-6697.7973008.939-2.2259670.033

11、4X20.0466200.0092135.0602770.0000X30.6160030.03989215.441940.0000X459.0251928.234822.0905110.0449R-squared0.998810Mean dependent var18625.88Adjusted R-squared0.998695S.D. dependent var26645.51S.E. of regression962.7158Akaike info criterion16.68460Sum squared resid28731475Schwarz criterion16.86236Log

12、 likelihood-287.9806Hannan-Quinn criter.16.74596F-statistic8671.463Durbin-Watson stat1.302606Prob(F-statistic)0.000000(-2.225967) (5.060277) (15.44194) (2.090511) 模型的計算結果表明，我國國內生產總值邊際產出為0.04662，財政支出為0.606003，商品零售價格指數(shù)為59.02519.技術進步的影響使工國內生產總值平均每年遞增0.04662億元?；貧w系數(shù)的符號和數(shù)值是較為合理的。，說明模型有很高的擬合優(yōu)度，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的，說

13、明國內生產總值，財政支出，商品零售價格指數(shù)對稅收收入的總影響是顯著的。從圖看出，解釋變量國內生產總值統(tǒng)計量值為5.060277，表明國內生產總值對稅收收入的影響是顯著的。其他統(tǒng)計量值也都挺大的，所以都通過了顯著性檢驗。模型二：剔除x4時(-1.638358) (4.55894) (15.06337) 從的結果看出，回歸系數(shù)的符號和數(shù)值也是合理的。國內生產總值邊際為0.043618，財政支出為0.626615，表明這段時期財政支出的增加對我國稅收收入影響最為明顯。模型2的擬合優(yōu)度較模型1并無多大變化，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的。這里，解釋變量、常數(shù)項的檢驗值有的比較大，顯著性概率都小于0.05，因此模

14、型1較模型2更為合理。練習二：建立我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)生產函數(shù)。根據(jù)生產函數(shù)理論，生產函數(shù)的基本形式為：。其中，L、K分別為生產過程中投入的勞動與資金，時間變量反映技術進步的影響。年份時間工業(yè)總產值Y（億元）職工人數(shù)L（萬人）固定資產K（億元）197813289.1831392225.70197923581.2632082376.34198033782.1733342522.81198143877.8634882700.90198254151.2535822902.19198364541.0536323141.76198474946.1136693350.95198585586.14381

15、53835.79198695931.3639554302.251987106601.6040864786.051988117434.0642295251.901989127721.0142735808.711990137949.5543646365.791991148634.8044727071.351992159705.5245217757.2519931610261.6544988628.7719941710928.6645459374.34 1995 18 11867.43 4523 9879.57 1996 19 12426.82 4683 10970.691997 20 12631.

16、51 4917 11256.18模型一 建立多元線性回歸模型因此，生產函數(shù)為： (1.446) (2.4935) (-0.7777) (7.4677) 模型的計算結果表明，我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)的勞動力邊際產出為0.525154，資金的邊際產出為0.668104，技術進步的影響使工業(yè)總產值平均每年遞增238.6121億元?；貧w系數(shù)的符號和數(shù)值是較為合理的。，說明模型有很高的擬合優(yōu)度，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的，說明職工人數(shù)L、資金K和時間變量對工業(yè)總產值的總影響是顯著的。從圖看出，解釋變量資金K的統(tǒng)計量值為7.4677，表明資金對企業(yè)產出的影響是顯著的。但是，模型中其他變量的統(tǒng)計量值都較小，未通過

17、檢驗。模型二 建立剔除時間變量的二元線性回歸模型； 輸入命令：LS Y C L K?；剀嚨贸觯阂虼?，我國國有獨立工業(yè)企業(yè)的生產函數(shù)為： (-2.1875) (3.7804) (17.7267) 從圖的結果看出，回歸系數(shù)的符號和數(shù)值是合理的。勞動力邊際產出為1.0467邊際產出為0.8642這段時期勞動力投入的增加對我國國有獨立核算工業(yè)企業(yè)的產出的影響最為明顯。模型2的擬合優(yōu)度較模型1并無多大變化，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的。解釋變量、常數(shù)項的檢驗值都比較大，顯著性概率都小于0.05，因此模型2較模型1更為合理。模型三 建立非線性回歸模型C-D生產函數(shù)。在模型兩端同時取對數(shù)，得：命令窗口中依次鍵入以下

18、命令：GENR LNY=log（Y）GENR LNL=log（L）GENR LNK=log（K）LS LNY C LNL LNK回車得出：得到C-D生產函數(shù)的估計方程為： (-0.6598) (1.9315)(12.7367) 即：從模型3中看出，資本與勞動的產出彈性都是在0到1之間，模型的經(jīng)濟意義合理，而且擬合優(yōu)度較模型2還略有提高，解釋變量都通過了顯著性檢驗。實驗三 異方差性11月27日練習一： 2012年我國各地區(qū)財政收入收入與財政支出的統(tǒng)計資料： 地區(qū) 財政收入 財政支出丹東1132.261122.09濟南7407.997937.55本溪1146.381281.79哈爾濱8651.14

19、9233.56遼陽1159.931228.83寧波9875.9510798.18淮南1175.791138.41大連11444.0813187.67安陽1212.331229.98青島13395.2315886.50江門1366.951409.52杭州16386.0418902.58湛江1642.861701.02南京18903.6422053.15茂名2004.822004.25沈陽21715.2524649.95揚州2122.012204.91西安26396.4728486.89威海2199.352262.18武漢31649.2933930.28南通2357.242491.21成都3876

20、0.2040422.73臺州2664.902823.78重慶51321.7849781.35溫州2937.103083.59天津61330.3562592.66珠海3149.483386.62深圳68518.3076299.93長沙3483.373742.20廣州83101.5189874.16鄭州4348.954642.30北京103874.43109247.79廈門5218.105792.62上海117253.52125952.97長春6242.206823.72圖示檢驗法1 y-x散點圖從圖中可以看出，隨著財政支出的增加，稅財政收入不斷提高，但離散程度也逐步擴大。這說明變量之間可能存在遞

21、增的異方差性。2 e2-x圖顯示回歸方程的殘差隨x增大有明顯的擴大趨勢，即表明存在異方差性。Goldfeld-Quant檢驗將樣本按解釋變量排序（SORT X）并分成兩部分（分別有1到13共13個樣本容量和23到35共13個樣本樣本容量）計算F統(tǒng)計量：50747063/25737.38=1971.7261，分別是模型1和模型2的殘差平方和。取時，查F分布表得，而F=1971.72612.97，所以存在異方差性。White檢驗其中F值為輔助回歸模型的F統(tǒng)計量值。取顯著水平，由于,P=0.04340.05，所以存在異方差性。Park檢驗從圖所示的回歸結果中可以看出，LNX的系數(shù)估計值10%的顯著性

22、水平上顯著，即隨即誤差項的方差與解釋變量存在比較強的相關關系，即認為存在異方差性。Gleiser檢驗由上述各回歸結果可知，各回歸模型中解釋變量（x(-1),x(-1/2)的系數(shù)估計值5%的顯著性水平上顯著。所以認為存在異方差性。2. 調整異方差性對所估計的模型再進行White檢驗Obs*R-squared12.99731Prob. Chi-Square(2)0.0015消除異方差.對所估計的模型再進行White檢驗Obs*R-squared1.644753Prob. Chi-Square(1)0.1997存在異方差.對所估計的模型再進行White檢驗Obs*R-squared1.644753P

23、rob. Chi-Square(1)0.1997存在異方差3、異方差穩(wěn)健標準誤法實驗四 自相關性檢驗12月4日練習1978-2007的貸款額X與貨幣流量值Y的數(shù)據(jù)：單位：億元 年份貸款額（X)貨幣流量值（Y）19781850212199332943.15864.719792039.6267.71994399767288.619802414.3346.2199550544.17885.319812860.2396.3199661156.6880219823180.6439.1199774914.110177.619833589.9529.8199886524.111204.219844766.1

24、792.1199993734.213455.519855905.6987.8200099371.114652.719867590.81218.42001112314.715688.819879032.51454.52002131293.917278198810551.321342003158996.219746198914360.123442004178197.821468.3199017680.72644.42005194690.424031.7199121337.83177.82006225347.227072.6199226322.943362007261690.930375.2一、 估

25、計回歸方程OLS法的估計結果如下：Y=821.9855+0.119685X（3.721858）（52.98751）R=0.990126，=0.989773，SE=909.0741，D.W.=0.351995。二、進行序列相關性檢驗（1）圖示檢驗法：散點圖通過殘差與殘差滯后一期的散點圖可以判斷，隨機干擾項存在正序列相關性。（2）回歸檢驗法一階回歸檢驗所以：方程為： =0.857291e+二階回歸檢驗方程為：=1.198370e0.419367e+可見：該模型存在二階序列相關。（3）拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗法窗口中點View/Residual Test/Series Correlation LM

26、Test，并選擇滯后期為2由表可知：含二階滯后殘差項的輔助回歸方程為：=68.862420.001717e0.304076 (-0.5379) （-1.2190）（5.8226）（-1.4460）R=0.702194 F=20.435顯而易見：LM=280.702194=19.661432該值大于顯著性水平為5%，自由度為2的的臨界值=5.991，由此判斷原模型存在2階序列相關性。（4）科克倫-奧科特法估計模型由表知D.W.=1.583233的顯著性水平下，解釋變量個數(shù)為3，樣本容量為20，查表得d=1.10，d=1.54,而D.W.= 1.583233大于上限d=1.54，可知模型經(jīng)過廣義差

27、分后不存在相關性。實驗五 多重共線性的檢驗與修正12月11日練習一地區(qū)蔬菜種植面積Y與、價格（X1）、人口數(shù)（X2），收入（X3），糧食種植量（X4）等資料如下：時間蔬菜蔬菜人口收入糧食年份單位：千公頃元單位：萬人億元單位：千公頃199063387.86 1143336575.8113466199165467.81 1158236797.3112314199270316.90 117171703.5110560199380847.47 1185177699.2110509199489217.39 1198507998.4109544199595157.23 1211218055.8110060

28、1996104918.13 1223898964.41125481997112888.72 1236269602.41129121998122939.15 1247619540.211378719991334710.11 12578610155.911316120001523710.17 12674310954.710846320011640210.54 12762712205.410608020021735310.64 12845313638.110389120031795410.46 12922715329.69941020041756011.00 12998817615.01016062005177