2023年計量經濟學綜合實驗實驗報告

《計量經濟學綜合實驗》實驗報告

2023-2023學年第一學期

班級:

姓名：

學號：

課程編碼：

課程類型：綜合實訓

實驗時間:第16周至第18周

實驗地點：

實驗目的和規(guī)定：熟悉eviews軟件的基本功能,能運用eviews軟

件進行一元和多元模型的參數估計、記錄檢查和預

測分析，能運用eviews軟件進行異方差、自相

關、多重共線性的檢查和解決,并最終將操作結果進

行分析。能熟悉運用eviews軟件對時間序列進行

單位根、協(xié)整和格蘭杰因果關系檢查。

實驗所用軟件：eviews

實驗內容和結論：見第2頁一第39頁

計量經濟學綜合實驗

實驗一

第二章第6題

DependentVariab1e:Y

Method:LeastSquares

Date:12/17/13Time:09：13

Sample:19851998

Includedobservations:14

Variab1eCoefficienStd.Errort-StatistProb.

tic

C12596.271244.56710.121010.0000

GDP26.954154.1203006.5417920.0000

R-squared0.781002Meandependentvar20238.5

7

AdjustedR-squared0.762752S.D.dependentvar3512.487

S.E.ofregression1710.865Akaikeinfocriterion17.85895

Sumsquaredresid35124719Schwarzcriterion17.95024

Loglikelihood-123.0126F—statistic42.79505

Durbin-Watsonstat0.859998Prob(F—statistic)0.000028

(1)Yt=12596.27+26.95GDPt+

(10.12)(6.54)R2=0.78

(2)4=26.95是樣本回歸方程的斜率，它表達GDP每增長1億元，貨品運送量將增長

26.95萬噸，氐=12596.27是樣本回歸方程的截距，表達GDP不變價時的貨品運送量。

(3)R2=0.78,說明離差平方和的78%被樣本回歸直線解釋，尚有22%未被解釋。因此，

樣本回歸至西安對樣本點的擬合優(yōu)度是較高的。

給出顯著水平C=0.05,查自由度v=14-2=12的t分布表，得臨界值

r0025(12)=2.18,z0=10.12>f0,025(12),ti=6.54>d25(12),故回歸系數均顯著不為零,

回歸模型中英包含常數項,X對丫有顯著影響。

(4)2023年的國內生產總值為620億元,貨品運送量預測值為29307.84萬噸。

Forecast:YF

Actual:Y

Forecastsample:19851999

Includedobservations:14

RootMeanSquaredError1583,953

MeanAbsoluteError1382.668

MeanAbs.PercentError7.214921

TheilInequalityCoefficient0.038785

BiasProportion0.000000

VarianceProportion0.061716

CovarianceProportion0.938284

實驗二

第二章第7題

XI

DependentVariabIe:Q

Method:LeastSquares

Date:12/17/13Time:10：57

Sample:19781998

Includedobservations:21

Variab1eCoefficieStd.Errort-StatisticProb.

nt

C40772.471389.79529.337040.0000

X10.0012200.0019090.6391940.5303

R-squared0.021051Meandependentvar40996.12

AdjustedR-squared-0.030473S.D.dependentvar6071.868

S.E.ofregression6163.687Akaikeinfocriterion20.38113

Sumsquaredresid7.22E+08Schwarzcriterion20.48061

Loglikelihood-212.0019F-statistic0.408568

Durbin-Watsonstat0.206201Prob(F—statistic)0.530328

Qt=40772.47+0.001Xlt+G

X2

DependentVariable：Q

Method:LeastSquares

Date:12/17/13Time:10:58

Sampie:19781998

Includedobservations:21

variabIeCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C26925.65915.865729.399120.0000

X25.9125340.35642316.588510.0000

R-squared0.935413Meande?pendentvar40996.1

2

AdjustedR-square0.932023S.D.dependentvar6071.868

d

S.E.ofregression1583.185Akaikeinfocriterio17.66266

n

Sumsquaredresid47623035Schwarzcriterion17.76214

Loglikelihood-183.4579F-statistic275.1787

Durbin-Watsonstat1.264400Prob(F-statistic)0.00000

0

Q,=26925.65+5.91X2l+4

X3

DependentVariabIe:Q

Method:LeastSquares

Date：12/17/13Time：10:58

Samp1e：19781998

Includedobservations:21

VariableCoefficienStd.Errort—StatisticProb.

t

C-49865.3912638.40-3.9455450.0009

X31.9487000.2706347.2023980.0000

R-squared0.731817Meandependentvar40996.12

AdjustedR-squared0.717702S.D.dependentvar6071.868

S.E.0fregression3226.087Akaikeinf0crit19.08632

eri0n

Sumsquaredresid1.98E+08Schwarzcriteri0n19.18580

Loglike1ihood-198.4064F-statistic51.84718

Durbin-Wats0nstat0.304603Prob（F—statistic）0.000001

Q,=-49865.39+1.95X3,+4

（1）

Q,=80+自X”+e,Q,=40772.47+0.001Xu+e,

Q,=Q,=26925.65+5.91X2t+e,

0=%+，|X%+e,Q,=-49865.39+1.95X3,+e,

（2）

A

ao=0.001為樣本回歸方程的斜率,表達邊際農業(yè)機械總動力，說明農業(yè)機械總動力

A

每增長1萬千瓦,糧食產量增長1萬噸。6=40072.47是截距，表達不受農業(yè)機械總

動力影響的糧食產量。/巾.02,說明總離差平方和的2%被樣本回歸直線解釋，有98%未被

解釋,因此樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度是很低的。給出的顯著水平a=0.05,查自

由度v=21-2=19的t分布表，得臨界值‘。。25（19）=2.09,%=29.34>/25（】9）,

=0.64〈，0.025（19）,

A

B。=5.91為樣本回歸方程的斜率，表達邊際化肥施用量,說明化肥使用量每增長1萬

A

噸，糧食產量增長1萬噸。尸1=26925.65是截距，表達不受化肥使用量影響的糧食產量。

戶=0.94,說明總離差平方和的94%被樣本回歸直線解釋，有6%未被解釋，因此樣本回歸

直線對樣本點的擬合優(yōu)度是很高的。給出的顯著水平a=0.05,查自由度v-21-2=19的

t分布表，得臨界值’。。25（19）=2.09Jo=29.40>%。25（19）,4=16.6>%。25（19）,

故回歸系數均不為零，回歸模型中應包含常數項,X對Y有顯著影響。

A

幾=1.95為樣本回歸方程的斜率，表達邊際土地灌溉面積,說明土地灌溉面積每增長1

八

千公頃，糧食產量增長1萬噸。=-49865.39是截距，表達不受土地灌溉面積影響的

糧食產量。廠之二0.73,說明總離差平方和的73%被樣本回歸直線解釋，有27%未被解釋，因

此樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度是較高的。給出顯著性水平&=0.05,查自由度^=2

1-2=19的t分布表，得臨界值4加5（19）=2.09,=-3.95〈*。025（”），4=7.2>4。25Q9）,

故回歸系數包含零,回歸模型中不應包含常數項，X對丫有無顯著影響。

（3）根據分析，X2得擬合優(yōu)度最高,模型最佳，所以選擇X2得預測值。

Q,=26925.65+5.91X2,+e,

Forecast:QF

Actual:Q

Forecastsample:19782002

Adjustedsample:19781999

Includedobservations:21

RootMeanSquaredError1505.910

MeanAbsoluteError1124,016

MeanAbs.PercentError2.888680

TheilInequalityCoefficient0.018184

BiasProportion0.000000

VarianceProportion0.016690

CovarianceProportion0.983310

020co=52349.54

實驗三

P85第3題

DependentVariable：Y

Method:LeastSquares

Date:12/19/13Time:09:10

Sample:118

Includedobservations:18

Variab1eCoeffiStd.Errort—StatisticProb.

cient

C-0.97556830,32236-0.0321730.9748

X1104.31466.40913616.275920.0000

X20.4021900.1163483.4567760.0035

R-squared0.979727Meandependentvar755.1500

AdjustedR-squared0.977023S,D.dependentvar258.6859

S.E.ofregression39.21162Akaikeinfocriterion10.32684

Sumsquaredresid23063.27Schwarzcriterion10.47523

Log1ikelihood-89.9415F—statistic362.4430

2

Durbin—Watsonstat2.561395Prob(F-statistic)0.000000

(I)/=-0.98+104.32X,+O.4OX2

(2)提出檢查的原假設為"0=4=0,i=l,2。

給出顯著水平a=0.05，查自由度v=18-2=16的t分布表，得臨界值

包25(15)=2.13。t,=16.28>/0,025(15),所以否認兒，兒顯著不等于零，即可以認為

受教育年限對購買書籍及課外讀物支出有顯著影響。

七=3.46>%025(15)，所以否認片顯著不等于零，即可以家庭月可支配收入對購

買書籍及課外讀物支出有顯著影響。

ESSRSS

(3)R)0.9797

TSS

R2=0.9797,表達丫中的變異性能被估計的回歸方程解釋的部分越多，估計的回歸方程

對樣本觀測值就擬合的越好。同樣，反2=0.9770,很接近1,表達模型擬合度很好。

(4)把X1=10,X2=480代入Y=-0.98+104.32X,+0.40X2

Y2000=-0.98+104.32*10+0.40*480=1234.22

實驗四

P86第6題

DependentVariabIe:Y

Method:LeastSquares

Date：12/19/13Time:10:14

Sample：19551984

Ineludedobservations:30

VariableC0efficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.2089324.3722180.0477860.9623

X11.0814070.2341394.6186490.0001

X23.6465651.6998492.1452290.0414

X30.0042120.0116640.3610710.7210

R-squared0.552290Meandependentvar22.13467

AdjustedR-squared0.500632S.D.dependentvar14.47115

S.E.ofregression10.22618Akaikeinfocri7.611345

terion

Sumsquaredresid2718.944Schwarzcriterion7.798171

Loglike1ih0od-110.1702F-statiStic10.69112

Durbin-Watsonstat1.250501Prob(F-statiStic)0.000093

y=0.2089+1.0814%)+3.6466X2+0.0042X3

A

A=1.0814,表達該地區(qū)某農產品收購量隨著銷售量的增長而增長，戶2=3.647表達農

A

產品收購量隨出口量的增長而增長。月=3.647表達農產品收購量隨庫存量的增長而增長。

該回歸方程系數的符號和大小均符合經濟理論和實際情況。

記錄檢查

a.回歸方程的顯著性檢查

F檢查：r2=0.55表達巧和孫和*3聯合起來對丫的解釋能力達成55%,因此，樣本

回歸方程的擬合優(yōu)度是高的。顯著性水平&=0.05,查自由度v=30-3T=27,的F分布

表的臨界值耳a(3,27)=2.96,F=10.69>F005(3,27)=2.96,說明回歸方程在總體

上是顯著的。

b.回歸系數的顯著性檢查

t檢查：顯著性水平a=0.05,查自由度v=30-3-1=26的t分布表的臨界值tOS5(2

6)=2.06,tl=4.62>t03(26),所以乃1顯著不為零,即銷售量對農產品收購量有顯著影

A

響；t2=2.15>tOQ25(26),所以戶2顯著不為零，即出口量對農產品收購量有顯著

A

影響；t3=0.36VtOS5(26),故自顯著為零，即庫存量對農產品收購量無顯著影響。

于是，建立回歸模型時，庫存量藥可以不予考慮。

rec

R2=仝=0.5523,表達丫中的變異性能被估計的回歸方程解釋的部分越多，估計

TSS

的回歸方程對樣本觀測值就擬合的越好。同樣，R2=0.5006,表達模型擬合度一般。

實驗五

P107第四章第1題

DependentVariable:LOGY

Method:LeastSquares

Date：12/19/13Time:12：07

Sample:19901998

Includedobservations:9

VariabIeCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C1.1309310.01952957.911360.0000

T0.2818370.00347081.213390.0000

R-squared0.998940Meandependentvar2.540117

AdjustedR-squared0.998788S.D.dependentvar0.772253

S.E.ofregression0.026881Akaikeinfocriterion-4.202359

Sumsquaredresid0.005058Schwarzcriterion-4.157831

Loglikelihood20.90746F-statistic6595.614

Durbin-Watsonstat1.128588Prob(F-statistic)0.000000

Lny=l.13+0.28t+et

(57.91)(81.21)

五2=0.999斤=0.999

結構分析：

%=0.28表達1990年到1998年期間，皮鞋銷售額的年增長率為28%。給出顯著性水

平日=0.05,查自由度U=30-4=26的t分布表,得臨界值=2.37』

=57.91>［。。25（7）J2=81.21>4。25（7）故自'A顯著不為零，則回歸模型中應包含常數項,

7?2=1--=0.999

可以認為時間對銷售額有顯著影響，TSS,

小匕U上］=0.999

TSSIN-A，表達丫能對估計的回歸方程進行很高解釋,所以估計的

回歸方程對樣本觀測值就擬合的限度很高T=10,Lny=3.949y=49.4024則預測得

該商場1999年的皮鞋銷售額為49.4024萬元

實驗六

P107第四章第2題

DependentVariabIe：LOGY

Method:LeastSquares

Date：12/20/13Time:15:08

Sample:121

Inc1udedobservations:21

VariabIeCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-35.404251.637922-21.615350.0000

T0.0207660.00086623.974010.0000

R-squared0.968000Meandependentvar3.843167

AdjustedR-squared0.966316S.D.dependentvar1.309610

S.E.ofregression0.240355Akaikeinfocriterion0.076997

Sumsquaredresid1.097644Schwarzcriterion0.176475

LogIikelihood1.191533F-statistic574.7531

Durbin—Watsonstat0.110127Prob(F-statiStic)0.000000

LnY=-35.4042+0.0208X1十對

7i

Forecast:LOGYF

Actual:LOGY

Forecastsample:121

Includedobservations:21

RootMeanSquaredError0.228624

MeanAbsoluteError0.200071

MeanAbs.PercentError6.471945

TheilInequalityCoefficient0.028247

BiasProportion0.000000

VarianceProportion0.008131

CovarianceProportion0.991869

Lnyf=6.127

Y=458.0599

實驗七

Pl08第四章第3題

DependentVariable:LNM

Method:LeastSquares

Date:12/20/13Time:16：35

Sampie:19481964

Ineludedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

LNP1.2658790.4313932.9344020.0116

LNR0.8645950.5172281.6715930.1185

LNY0.2062100.3087200.6679520.5158

C-2.0950901.790906-1.1698500.2631

R-squared0.859355Meandependentvar5.481567

AdjustedR-squared0.826899S.D.dependentvar0.269308

S.E.ofregression0.112047Akaikeinfocriterion-1.337475

Sumsquaredresid0.163208Schwarzcriterion-1.141425

Log1ikelihood15.36854F-statistic26.47717

Durbin-Watsonstat0.743910Prob(F-statistic)0.0000

08

In=111%+%111匕+的111月+%111均+以產

(n)

1nMr=-2.0951+1.26591nPt+0.86461nrt+0.2062匕

(-1.1699)(2.9344)(1.6716)(0.6680)

R-=08594R2=0.8269

(2)

t檢查：

假設“0：4=0,顯著性水平a=0.05,查自由度v=17-3-1=13的t分布表的臨

界值t085(i3)=2.16,ti=2.9344>t0025(i3),所以凡顯著不為零，即內含價格縮減

指數對名義貨幣存量有顯著影響；弓=1-6716?。.。25(13),所以匿顯著為零，即長期利率

對名義貨幣存量無顯著影響；4=0.6680。。。25(13),所以制顯著為零,即長期利率對名義

貨幣存量無顯著影響。

F檢查：

假設“o：%=。2=。3=°”i：至少有一個見不等于零(i=L2,3)

r2=0.86表達%和%和聯合起來對M「'的解釋能力達成86%,因此，樣本回歸

方程的擬合優(yōu)度是很高的。顯著性水平&R.05,查自由度v=17-3—l=13,的F分布表的

臨界值”05(3,13)=3.41,F=26.4772>F?！雹?3)=3.41,所以否認修，說明回歸方

程在總體上是顯著的。即內含價格縮減指數,名義國名收入和長期利率與名義貨幣存量之間

的關系是線性的。

經濟意義分析：

?0=1.2659表達內含價格縮減指數每增長1%,名義貨幣存量就增長1.265

9%,a,=0.2062表達名義國民收入每增長1億，名義貨幣存量就增長0.2062億，?2=

0.8646表達長期利率每增長1%,名義貨幣存量就增長0.8646%?

(3)

DependentVariable:LNM

Method:LeastSquares

Date:12/20/13Time:16:41

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariabIeCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

LNR0.9442530.4896021.9286140.0743

LNY0.2265850.3000690.7551100.4627

C-1.0065270.289766-3.4735840.0037

R-squared0.751490Meandependentvar0.802225

AdjustedR-squared0.715989S.D.dependentvar0.205539

S.E.ofregression0.109537Akaikeinfocriterion-1.426321

Sumsquaredresid0.167977Schwarzcriterion-1.279283

Loglike1ihood15.12373F-statistic21.16793

Durbin-Watsonstat0.656255Prob(F-statistic)0.000059

1nM,=-1.0065++0.9443Inrt+0.2266匕

(-3.4736)(1.9286)(0.7551)

t檢查：

假設：4=0,顯著性水平&=0.05,查自由度v=17—2T=14的t分布表的臨

界值toss(14)=2.15,tr=1.9286<tos5(14),所以工顯著為零，即長期利率對名義

貨幣存量有顯著影響；卬=0.7551。。必(14),所以右顯著為零，即名義國民收入對名義貨

幣存量無顯著影響。

F檢查：

假設“0：四=月2=。：至少有一個兒不等于零G=l,2,3)

r2=0.75表達片和為聯合起來對的解釋能力達成75%,因此，樣本回歸方程的

擬合優(yōu)度是很高的。顯著性水平&=0.05,查自由度v=17-2-1=14,的F分布表的臨界值

產005(3,14)=3.34,F=21.1679〉F(3,14)=3.34,所以否認4°,說明回歸方程在

總體上是顯著的。即名義國名收入和長期利率與名義貨幣存量之間的關系是線性的。

經濟意義分析：

4=0.9443表達長期利率每增長1%,名義貨幣存量就增長0.9443%,A2=0.2266表

達名義國民收入每增長1億，名義貨幣存量就增長0.2266%。

(4)

DependentVariable:LNM

Method：LeastSquares

Date：12/20/13Time：16:51

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariableCoefficStd.Errort-StatisticProb.

ient

LNR-0.2094110.232757-0.8996960.3825

C-1.2876770.314926-4.0888230.0010

R-squared0.051201Meandependentvar-1.569623

AdjustedR-squared-0.012053S.D.dependentvar0.127733

S.E.ofregression0.128501Akaikeinfocriterion-1.155637

Sumsquaredresid0.247686Schwarzcriterion-1.057611

Log1ikelihood11.82291F-statistic0.809453

Durbin-Watsonstat1.474376Prob(F-statistic)0.382

499

In=-1.2877—0.2094In乙

(-4.0888)(-0.8997)

t檢查：

假設“0：4=0,顯著性水平a=0.05,查自由度v=17—1-1=15的t分布表的臨

界值tO025(15)=2.13,。=-0.89970085(15),所以氐顯著為零，即長期利率對名

義貨幣存量無顯著影響。

F檢查：。

假設"o：，=OHt：尸聲0

r'=0.05,因此，樣本回歸方程的擬合優(yōu)度是很低的。顯著性水平儀=0.05,查自由

度丫=17-1-1=15,的卜分布表的臨界值得05(3,15)=3.29,F=0.8095<Fox)5(3,15)

=3.29,所以肯定"o,說明回歸方程在總體上是顯著的。即實際貨幣存量和長期利率之間的

關系是不存在線性的。

經濟意義分析：

4=-0.2094表達長期利率每增長1%,名義貨幣存量就減少0.2094%。

實驗八

P133第五章第2題

DependentVariable:Y

Method：LeastSquares

Date:12/24/13Time:09:44

Sample:129

Inc1udedobservations:29

Variab1eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C58.3179149,049351.1889640.2448

X0.7955700.01837343.301930.0000

R-squared0.985805Meandependentvar2111.931

AdjustedR—squared0.985279S.D.dependentvar555.5470

S.E.ofregression67.40436Akaikeinfocriterion11.32577

Sumsquaredresid122670.4Schwarzcriterion11.4202

3

Loglikelihood-162.2236F—statistic1875.057

Durbin-Watsonstat1.893970Prob(F-statistic)0.000000

匕=58.3179+0.7956X,+%

(1.18)(43.3)

R2=0.9858友2=09852F=1875.057

(1)斯皮爾曼等級相關系數檢查

Xx的等級殘差殘差的等等級差等級差的

級平方

35472659.7952320—636

27692160.74872100

17.1783

2334147-749

4

1957455.248441814196

1893120.668048749

23141377.7330622981

1953316.06616411

42.364

1960514981

85

42972853.1177117-11121

45.770

27742215-749

85

87.0548

36262723-416

1

0.7593

2248111-10100

16

24.05

28392310-13169

88

191928.016779200

112.176

25151827981

5

1963611.021863-39

40.535

24501713-416

54

268820109.810126636

46322933