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

大連海事大學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告試驗(yàn)名稱：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件應(yīng)用專業(yè)班級(jí)：財(cái)務(wù)管理-1姓名：安妮指導(dǎo)教師：趙冰茹交通運(yùn)送管理學(xué)院二○一六年十一月試驗(yàn)?zāi)康膶W(xué)會(huì)常用經(jīng)濟(jì)計(jì)量軟件的基本功能，并將其應(yīng)用在一元線性回歸模型的分析中.詳細(xì)包括：Eview的安裝，樣本數(shù)據(jù)基本記錄量計(jì)算，一元線性回歸模型的建立、檢查及成果輸出與分析，多元回歸模型的建立與分析，異方差、序列有關(guān)模型的檢查與處理等。二、試驗(yàn)環(huán)境WINDOWSXP或操作系統(tǒng)下，基于EVIEWS5.1平臺(tái)。三、試驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⑴c分析案例1：我國(guó)1995—的人均國(guó)民生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)支出的記錄資料（此資料來(lái)自中華人民共和國(guó)記錄局網(wǎng)站）如表1所示，做回歸分析。表1我國(guó)1995-人均國(guó)民生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平狀況指標(biāo)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（元）居民消費(fèi)水平（元）1995年507423301996年587827651997年645729781998年683531261999年7199334679023721867039879450430110600460612400513814259577116602641620337757223912870725963951430567109193601813134395441469943320161904661217806(1）做出散點(diǎn)圖，建立居民消費(fèi)水平隨人均國(guó)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；運(yùn)用eviews軟件輸出成果匯報(bào)如下：

DependentVariable：CONSUMPTIONMethod：LeastSquaresDate：06/11/16Time：19：02Sample：1995Includedobservations:20VariableCoefficientStd。Errort—StatisticProb。

C691.0225113.39206.0941040.0000AVGDP0。3527700.00490871。880540。0000R-squared0.996528

Meandependentvar7351.300AdjustedR—squared0。996335

S。D.dependentvar4828。765S.E。ofregression292。3118

Akaikeinfocriterion14。28816Sumsquaredresid1538032.

Schwarzcriterion14.38773Loglikelihood-140。8816

Hannan-Quinncriter.14.30760F—statistic5166.811

Durbin—Watsonstat0。403709Prob（F—statistic)0.000000由上表可知財(cái)政收入隨國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化的一元線性回歸方程為:（令Y=CONSUMPTION,X=AVGDP(此處代表人均GDP)）Y=691。0225+0。352770＊X其中斜率0。352770表達(dá)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)一元，人均消費(fèi)水平增長(zhǎng)0.35277元。檢查成果R2=0。996528，闡明99。6528%的樣本可以被模型解釋,只有0.3472%的樣本未被解釋，因此樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。（2）對(duì)所建立的回歸方程進(jìn)行檢查：（5%明顯性水平下,t（18）=2.101）對(duì)于參數(shù)c假設(shè):H0:c=0.對(duì)立假設(shè):H1：c≠0對(duì)于參數(shù)GDP假設(shè)：H0：GDP=0。對(duì)立假設(shè)：H1:GDP≠0由上表知：對(duì)于c，t=6.094104〉t(n-2)=t(18)=2。101因此拒絕H0:c=0,接受對(duì)立假設(shè)：H1:c≠0對(duì)于GDP，t=71.88054﹥t(n-2）=t（18)=2.101因此拒絕H0:GDP=0,接受對(duì)立假設(shè)：H1:GDP≠0此外F記錄量為5166.811，數(shù)值很大，可以鑒定，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)水平在5%的明顯性水平下有明顯性影響。因此，回歸系數(shù)明顯不為零,常數(shù)項(xiàng)不為零,回歸模型中應(yīng)包括常數(shù)項(xiàng)。綜上，整體上看此模型是比很好的.(3)序列有關(guān)問(wèn)題由上圖可知,DW記錄量0。403709，經(jīng)查表，當(dāng)k=1,n=20時(shí)，dl=1.2，因此可判斷此模型存在序列有關(guān)，且為序列正有關(guān)。修正：廣義差分法由于DW=0.403709，ρ=1—DW/2=0.7981455令X1=X-0.7981455*X(—1）Y1=Y-0。7981455＊Y(—1）修正成果如下：DependentVariable:Y1Method：LeastSquaresDate:06/11/16Time:19:56Sample(adjusted）：1996Includedobservations：19afteradjustmentsCoefficientStd。Errort-StatisticProb.

X1-1.14E+087970597。-14.338870。0000C—8.26E+105。45E+10—1.5164020。1478R—squared0.923631

Meandependentvar—7.34E+11AdjustedR—squared0。919139

S。D.dependentvar4.61E+11S.E。ofregression1。31E+11

Akaikeinfocriterion54。13516Sumsquaredresid2.92E+23

Schwarzcriterion54。23457Loglikelihood-512.2840

Hannan-Quinncriter。54。15198F—statistic205。6031

Durbin—Watsonstat0。953595Prob（F—statistic)0。000000經(jīng)修正后,DW=0。953595〈dl=1。2，闡明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)仍存在序列正有關(guān)。（4）根據(jù)中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展記錄公報(bào)，人均國(guó)民生產(chǎn)總值為49351元,對(duì)該年的居民消費(fèi)水平進(jìn)行預(yù)測(cè)。點(diǎn)預(yù)測(cè)：Y=691.0225+0.352770*X=18100。5748區(qū)間預(yù)測(cè)：計(jì)算出EQ\*jc0\＊"Font:TimesNewRoman”\＊hps12\o\ad（\s\up11（^),var）（Y0)=S2（）=1468.207，t0。25(n-2)=2.10，因此E（Y0）的預(yù)測(cè)區(qū)間為EQ\＊jc0\*"Font:宋體"\＊hps10\o\ad(\s\up10(^），Y）0±t0.25（n-2）√EQ\*jc0\*”Font：TimesNewRoman”\*hps12\o\ad（\s\up11(^），var)（Y0)=49351±80。4661。運(yùn)用Eviews輸出預(yù)測(cè)成果如下：案例2：下面給出了我國(guó)1995-的居民消費(fèi)水平（Y）和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(X1)以及城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X2)數(shù)據(jù),對(duì)它們?nèi)咧g的關(guān)系進(jìn)行研究.詳細(xì)數(shù)據(jù)如表2所示.表2:1995年到的記錄資料單位：元指標(biāo)居民消費(fèi)水平（元）人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(元）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）1995年2330507442831996年276558784838.91997年297864575160。31998年312668355425。11999年334671995854372179026280398786706859。6430194507702。84606106008472.25138124009421.65771142591049364161660211759。575722033713785.887072391215780。895142596317174.7109193056719109.4131343601821809.8146993954424564。7161904332026467178064661228843.85(1）試建立二元線性回歸方程運(yùn)用Eviews軟件輸出成果匯報(bào)如下：DependentVariable:CONSUMPTIONMethod:LeastSquaresDate:09/11/16Time：16:23Sample（adjusted）：1995Includedobservations：20CoefficientStd.Errort-StatisticProb。

AVGDP0。1606120.0603502.6613350。0164SAVING0.0181660.0056933.1910610.0053C1040.987143。32407。2631780.0000R-squared0。997829

Meandependentvar7351。300AdjustedR-squared0。997573

S。D。dependentvar4828。765S.E.ofregression237.8674

Akaikeinfocriterion13。91879Sumsquaredresid961875。6

Schwarzcriterion14。06815Loglikelihood—136.1879

Hannan-Quinncriter.13.94794F-statistic3906.446

Durbin—Watsonstat0.977467Prob(F-statistic）0。000000由上表可知，樣本回歸方程為：Y=417.4107+0。269124X1+0。145843X2（2）對(duì)檢查成果的分析AVGDP與SAVING的P值均不不小于0。05，t值均不小于t(n—2）=t(18)=2。101,因此樣本回歸方程十分明顯。修整后的R2為0.997573，闡明有99.76%的樣本可以被樣本回歸方程所解釋,擬合的很好.F記錄量為3906.446數(shù)值很大，可以鑒定，人均可支配收入以及城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平在5％的明顯性水平下有明顯性影響。不過(guò)，值得注意的是DW記錄量為0.977467〈dl=1.1（當(dāng)k=2，n=20時(shí)），因此方程也許存在序列有關(guān)問(wèn)題，可運(yùn)用廣義差分法進(jìn)行修正，如案例1，此處不再贅述。案例3：表3列出了中國(guó)部分省市城鎮(zhèn)居民每個(gè)家庭平均整年可支配收入（income）與消費(fèi)性支出（expense)的記錄數(shù)據(jù)。表3記錄數(shù)據(jù)地區(qū)人均可支配收入人均消費(fèi)性支出地區(qū)人均可支配收入人均消費(fèi)性支出北京43910。0028009。00廣西24669.0015045。00上海47710.0030520.00山東省29222。0018323.00重慶25147.0018279。00陜西省28844.0019968。00河北省24141。0016204。00山西省24069。0014637。00山西省24069.0014637。00安徽省24839。0016107.00內(nèi)蒙古28350.0020885.00甘肅省20804。0015507。00吉林省23217.8017156。00云南省24299。0016268.00江蘇省34346。0023476。00貴州省22548。2115254。64浙江省40393.0027242。00四川省24381。0018027。00江西省24309。0015142。00青海省22306.5717492.89湖南省26570.0018335。00海南省24487.0017514.00河南省24391.4515726.12寧夏23285.0017216。00（1）試用OLS法建立居民消費(fèi)支出對(duì)可支配收入的線性模型運(yùn)用eviews軟件輸出成果匯報(bào)如下：DependentVariable:EXPENSEMethod：LeastSquaresDate:09/11/16Time:20:15Sample（adjusted）：2024Includedobservations：24CoefficientStd.Errort—StatisticProb.

INCOME0。6030840.03643516。552190.0000C2031。2261033.2511.9658600。0621R-squared0.925669

Meandependentvar18623.78AdjustedR—squared0。922291

S。D.dependentvar4401.364S.E。ofregression1226。941

Akaikeinfocriterion17.14209Sumsquaredresid33118445

Schwarzcriterion17.24026Loglikelihood—203.7051

Hannan-Quinncriter.17。16814F—statistic273。9751

Durbin—Watsonstat1。601642Prob(F—statistic）0。000000因此建立模型（令Y=EXPENSE人均消費(fèi)性支出,X=INCOME人均可支配收入）：Y=2031。226+0.603084*X當(dāng)人均可支配收入增長(zhǎng)1元，人均消費(fèi)性支出增長(zhǎng)0。603084元。同步分析成果顯示,INCOME的P值為0。00,不不小于0.05，t=16.55219>t（n—2）=t(18)=2。101,十分明顯。擬合優(yōu)度R2為0.925669，闡明有92。57%的樣本可以被樣本回歸方程所解釋，擬合的很好.F記錄量為273.9751,數(shù)值很大，可以鑒定，人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)性支出在5%的明顯性水平下，有明顯性影響。DW記錄量為1.601642〉du=1。45（當(dāng)k=1，n=24時(shí)),因此方程不存在序列有關(guān)問(wèn)題。整體上看，此模型較為成功。（2）異方差的圖形檢查:輸出殘差、擬合值圖形匯報(bào)：散點(diǎn)圖匯報(bào)：從圖形上可以看出，平均而言，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出隨城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)而增長(zhǎng).不過(guò),從殘差圖和散點(diǎn)擬合圖可以明顯地觀測(cè)出來(lái)，伴隨可支配收入的增長(zhǎng)，支出的變動(dòng)幅度也略有減小的趨勢(shì)，也許存在異方差。(3)檢查模型與否存在異方差White檢查：HeteroskedasticityTest：WhiteF—statistic1。423345

Prob。F(2，21)0。2632Obs＊R-squared2。864991

Prob，Chi-Square（2)0.2387ScaledexplainedSS1.024885Prob,Chi—Square(2）0.5990TestEquation:DependentVariable：RESID^2Method:LeastSquaresDate：11/11/16Time:15：35Sample：2024Includedobservations：24VariableCoefficientStd.Errort—StatisticProb.

C24915316379291。0.3905660.7001INCOME—22。43270405.2308-0。0553580.9564INCOME^2—0.0006150。0059840.1027420.9191R—squared0.119375

Meandependentvar1379935。AdjustedR-squared0.035506

S。D。dependentvar1300708。S.E。ofregression1277408。

Akaikeinfocriterion31。07503Sumsquaredresid3.43E+13

Schwarzcriterion31.22229Loglikelihood-369.9004

Hannan-Quinncriter31.11410F—statistic1。423345Durbin—Watsonstat2.1135