計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告

實(shí)驗(yàn)一一元線性回歸模型一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模毫私釫Views軟件的基本操作對象，掌握軟件的基本操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：搜集2001-2011年，人均消費(fèi)和人均gdp數(shù)據(jù)，構(gòu)建消費(fèi)模型，并估計(jì)，檢驗(yàn)，按照教材例題數(shù)據(jù)處理過程處理。表一2001-2011年人均消費(fèi)和人均gdp數(shù)據(jù) 年份 人均消費(fèi)人均GDP3611 75433791 81844089 91012004 4552 105615439 140406111 160847081 189348183 226989098 255759968 2999212272 35181下表是中國1978-2000年的財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計(jì)資料要求，（1）作出散點(diǎn)圖。建立財(cái)政收入隨國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的一元線性回歸方程，并解釋斜率的經(jīng)濟(jì)意義；（2）對所建立的回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)；（3）若2001年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值為105709億元，求財(cái)政收入的預(yù)測值及預(yù)測區(qū)間。表二中國1978-2000年的財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP） 年份 Y GDP 年份 Y GDP1132.26 3624.1 1990 2937.118547.91146.38 4038.2 1991 3149.4821617.81159.93 4517.8 1992 3483.3726638.11175.79 4862.4 1993 4348.9534634.41212.33 5294.7 1994 5218.146759.41366.95 5934.5 1995 6242.258478.11642.86 7171 1996 7407.9967884.62004.82 8964.4 1997 8651.1474462.62122.0110202.2 1998 9875.9578345.22199.3511962.5 199911444.0882067.52357.2414928.3 200013395.2389403.62664.916909.2 三、實(shí)驗(yàn)步驟及結(jié)果1.1建立工作文件，輸入數(shù)據(jù)在Eviews軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入命令：DATAXFGDP此時(shí)將顯示一個(gè)數(shù)組窗口（如所示），即可以輸入每個(gè)變量的數(shù)值圖1-12001-2011年人均消費(fèi)和人均gdp數(shù)據(jù)1.2圖形分析借助圖形分析可以直觀地觀察經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)規(guī)律和相關(guān)關(guān)系，合理地確定模型的數(shù)學(xué)形式。在Eviews軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入命令：SCATXFGDP此時(shí)將顯示一個(gè)散點(diǎn)圖（如圖1-2所示），從圖中可以看出隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的增長，人均消費(fèi)也在增長圖1-2人均消費(fèi)和人均gdp數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖1.3作出回歸模型在Eviews主窗口中點(diǎn)擊Quick\EstimateEquation，在彈出的方程設(shè)定框內(nèi)輸入模型：XFCGDP系統(tǒng)將彈出一個(gè)窗口來顯示有關(guān)估計(jì)結(jié)果（如圖1-3所示），我國人均消費(fèi)和人均GDP的模型估計(jì)式為：y?1287.8100.3034xt＝(10.42)(49.3431)R20.996R20.9959F2434.751這個(gè)估計(jì)結(jié)果表明，我國人均GDP將增長1元,人均消費(fèi)每增長0.3034元。從回歸估計(jì)的結(jié)果來看，模型模擬較好?？蓻Q系數(shù)R20.996，表明人均GDP可由人均消費(fèi)的變化來解釋。在自由度為5%的顯著性水平下，自由度為11-2=9的t分布的臨界值為2.262，而截距項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量值為10.42>2.262，斜率的t統(tǒng)計(jì)量為49.3431>2.262，因此，兩參數(shù)在統(tǒng)計(jì)量上是顯著的。圖1-3人均消費(fèi)和人均gdp回歸分析2.1建立工作文件，輸入數(shù)據(jù)在Eviews軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入/編輯命令：DATAYX此時(shí)將顯示一個(gè)數(shù)組窗口（如上圖所示），即可以輸入每個(gè)變量的數(shù)值圖1-4中國1978年—2000年財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）X在Eviews軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入/編輯命令：SCATYX此時(shí)將顯示一個(gè)散點(diǎn)圖（如圖二所示），從圖中可以看出隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，財(cái)政收入也在增長。（圖1-5） 國民收入GDP與財(cái)政收入散點(diǎn)圖在Eviews主窗口中點(diǎn)擊Quick\EstimateEquation，在彈出的方程設(shè)定框內(nèi)輸入模型：YCX系統(tǒng)將彈出一個(gè)窗口來顯示有關(guān)估計(jì)結(jié)果（如圖所示），因此一元線性回歸方程為:y?566.64770.1198x這個(gè)估計(jì)結(jié)果表明，GDP每增長1億元，我國財(cái)政收入將增加0.1198億元。（圖1-6）國民收入GDP與財(cái)政收入回歸分析2.2由此可知，R20.9609R20.9591F516.3338因而，回歸系數(shù)的符號(hào)和數(shù)值是較為合理的。0.9609因而，回歸系數(shù)的符號(hào)和數(shù)值是較為合理的。0.96092R，說明模型有很高的擬合優(yōu)度，從圖三可以看出，模型中的解釋變量國民生產(chǎn)總值的t統(tǒng)計(jì)量值為22.7230，表明國民收入對財(cái)政收入的影響是顯著的。常量的t統(tǒng)計(jì)量值為2.5199，表明通過顯著性檢驗(yàn)2.3由回歸模型預(yù)測2001年的財(cái)政收入：Y=566.6477+0.1198ｘ105709=13230.5859(元)預(yù)測區(qū)間：13220.592.08*731.2086*425.75，即2001年的GDP預(yù)測區(qū)間為（12335.03，14106.75）實(shí)驗(yàn)二—多元線性回歸模型一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆找辉€性、非線性回歸模型的建模方法二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容:在一項(xiàng)對某社區(qū)家庭對某種消費(fèi)品的消費(fèi)需要調(diào)查中。得到下表所示的資料。表三某社區(qū)家庭對某種消費(fèi)品的消費(fèi)需要 對某商品的消費(fèi)支出Y 商品單價(jià)X1家庭月收入X2 591.9 23.56 7620 654.5 24.44 9120 623.6 32.07 10670 647 32.46 11160 674 31.15 11900 644.4 34.14 12920 680 35.3 14340724 38.7 15960757.1 39.63 18000 706.8 46.68 19300(1)作出二元線性回歸分析，估計(jì)回歸方程的參數(shù)及隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差2，計(jì)算R2及R2；(2)對方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，對參數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)，并構(gòu)造參數(shù)95%的置信區(qū)間；(3)如果商品單價(jià)變?yōu)?5元，則某一月收入為20000元的家庭的消費(fèi)支出估計(jì)是多少？構(gòu)造該估計(jì)值得95%的置信區(qū)間。下表列出了中國2000年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)級規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值Y，資產(chǎn)合計(jì)K及職工人數(shù)L要求，(1)利用上述資料。進(jìn)行回歸分析；(2)回答，中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變狀態(tài)嗎？表四中國2000年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)級數(shù)據(jù)序 工業(yè)總產(chǎn) 資產(chǎn)合 職工人 工業(yè)總 資產(chǎn)合計(jì)職工人序號(hào)號(hào)值Y 計(jì)K 數(shù)L 產(chǎn)值Y K 數(shù)L3722.73078.22 113 17 812.71118.81 431442.521684.43 67 181899.72052.16 613 1752.372742.77 84 193692.856113.11 24041451.291973.8227204732.99228.2522255149.35917.01327212180.232866.658062291.161758.77120222539.762545.639671345.17939.158233046.954787.9222656.77694.94 31 242192.633255.29 163370.18363.48 16 255364.838129.68 2441590.362511.99 66 264834.68 5260.2 145616.71973.7358277549.587518.7913812617.94516.012828867.91984.5246134429.193785.9161294611.3918626.94218145749.028688.0325430170.3610.91191781.372798.9 83 31325.531523.19 451243.071808.44 33 三、實(shí)驗(yàn)結(jié)果1、建立工作文件，輸入數(shù)據(jù)結(jié)果如下：圖2-1某社區(qū)家庭對某種消費(fèi)品的消費(fèi)需要由Eviews軟件所作出的回歸結(jié)果如下：圖2-2某社區(qū)家庭對某種消費(fèi)品的消費(fèi)需要由回歸分析可知，該回歸方程為：y?626.519.7906X10.0286X2回歸方程的參數(shù):626.51,9.7906,0.0286 0 1 2隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差2=17.38985^2=302.41，R20.9022R20.8743F檢驗(yàn)：F=32.29，在5%的顯著性水平下，自由度為（2，7）的F分布的臨界值為F(2，7)4.74，32.29>4.74，表明方程的顯著性成立。0.05T檢驗(yàn)：常數(shù)項(xiàng)的t檢驗(yàn)值為t=15.61，X1的t檢驗(yàn)值為t=-3.062,X2的t檢驗(yàn)值為t=4.902。在顯著性為5%水平下，自由度為8的t分布的臨界值為t(8)2.306，0.025所以常數(shù)項(xiàng)及X1、X2的總體參數(shù)值均顯著不為零。參數(shù)的置信區(qū)間為tS()，所以 j 0.025 j常數(shù)項(xiàng)的95%的置信區(qū)間=626.5092.30640.13，即為（533.97,719.05）；參數(shù)X的95%的置信區(qū)間為（-17.16，-2.42）參數(shù)X的95%的置信區(qū)間為（0.0152,0.042） 2、建立工作文件，輸入數(shù)據(jù)結(jié)果如下：圖2-3中國2000年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)級數(shù)據(jù)Eviews軟件回歸結(jié)果如下：圖2-4中國2000年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)級數(shù)據(jù)回歸分析由回歸分析圖可知lny?1.1540.36lnL0.609lnKt＝(1.59)(1.79)(3.45)R20.8099R20.7963F59.66在5%的顯著性水平下，自由度為（2，28）的F分布的臨界值為F(2，28)3.34，因此從總體上看，lnK和lnL聯(lián)合起來對lnY有顯著的線性影0.05響。在顯著性為5%水平下，自由度為28的t分布的臨界值為t(28)2.048，0.025所以lnK的參數(shù)該顯著性水平下的t檢驗(yàn)，lnL的參數(shù)不通過；在顯著性水平為10%的情況下，t的臨界值為1.701，這是lnL的參數(shù)才通過了顯著性水平檢驗(yàn)。因此，中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變狀態(tài)實(shí)驗(yàn)三—異方差一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆债惙讲钚缘臋z驗(yàn)及處理方法二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：1、下表列出了2000年中國部分省市城鎮(zhèn)居民每個(gè)家庭平均全年可支配收入（X）與消費(fèi)性支出（Y）統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表五2000年中國部分省市城鎮(zhèn)居民每個(gè)家庭平均全年可支配收入（X）與消費(fèi)性支出（Y）可支配收入地區(qū)X消費(fèi)性支出Y地區(qū)可支配收入消費(fèi)性X 支出Y北京10349.698493.49江蘇6800.235323.18天津8140.56121.04浙江9279.167020.22河北5661.164348.47山東 6489.97 5022山西4724.113941.87河南4766.263830.71內(nèi)蒙古5129.053927.75湖北5524.544644.5遼寧5357.794356.06湖南6218.735218.79吉林48104020.87廣東9761.578016.91黑龍江4912.883824.44陜西5124.244376.67上海11718.018868.19甘肅4916.254126.47新疆5644.864422.93青海5644.86 4422.93要求，試用OLS法建立居民人均消費(fèi)支出與可支配收入的線性模型；（2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚裕唬?）如果存在異方差性，試采用適當(dāng)?shù)姆椒ü烙?jì)模型參數(shù)三、實(shí)驗(yàn)結(jié)果建立工作文件，輸入數(shù)據(jù)結(jié)果如下 圖3-12000年中國部分省市城鎮(zhèn)居民每個(gè)家庭平均全年可支配收入與消費(fèi)性支出Eviews軟件回歸結(jié)果如下：圖3-22000年中國部分省市城鎮(zhèn)居民每個(gè)家庭平均全年可支配收入與消費(fèi)性支出由回歸分析可知，該回歸方程為：y?272.36350.755X、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚裕菏紫炔捎肎-Q檢驗(yàn)。在對20個(gè)樣本按X從大到小排序，去掉中間4個(gè)個(gè)體，對前后兩個(gè)樣本進(jìn)行OLS估計(jì)（如圖3-3和圖3-5），樣本容量分別為8和7。于是得到如下F統(tǒng)計(jì)量：F=(RSS1/(8-1-1))/(RSS2/(8-1-1))=4.86在5%的顯著水平下，自由度為（6,6）的F分布臨界值F0.05（6,6）=4.28，于是拒絕無異方差性的假設(shè)，表明原模型存在異方差性。圖3-3圖3-4圖3-5White檢驗(yàn)圖3-6White檢驗(yàn)結(jié)果其中F值為輔助回歸模型的F統(tǒng)計(jì)量值。取顯著水平0.052(2)5.99nR212.65，,所以存在異方差性。0.05采用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，加權(quán)最小二乘估計(jì)結(jié)果與不加權(quán)估計(jì)結(jié)果有較大區(qū)別?；氐皆Ｐ凸烙?jì)結(jié)果,其次，采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤法修正原OLS的標(biāo)準(zhǔn)差。加權(quán)最小二乘估計(jì)結(jié)果與不加權(quán)估計(jì)結(jié)果有較大區(qū)別?？梢则?yàn)證，此時(shí)，模型已不存在異方差性。圖3-7回歸結(jié)果圖3-8加權(quán)估計(jì)結(jié)果實(shí)驗(yàn)4—序列相關(guān)性一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康恼莆兆韵嚓P(guān)性的檢驗(yàn)與處理方法二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容中國1980-2000年投資總額X與工業(yè)總產(chǎn)值Y的統(tǒng)計(jì)資料如下表表五中國1980-2000年投資總額X與工業(yè)總產(chǎn)值Y 全社會(huì)固定資產(chǎn)投 工業(yè)增加值 全社會(huì)固定資產(chǎn)投資工業(yè)增加值年份 年份 資X Y X Y1980910.91996.519915594.58087.119819612048.419928080.110284.51230.4 2162.31993 13072.3 14143.81430.1 2375.61994 17042.1 19359.61832.9 27891995 20019.3 24718.32543.2 3448.7199