计量经济学软件应用实验报告.doc

本文档系作者精心整理编辑，实用价值高。计量经济学软件应用实验报告一、 实验目标学会常用经济计量软件的基本功能，并将其应用在一元线性回归模型的分析中。具体包括：Eviews的安装，样本数据基本统计量计算，一元线性回归模型的建立、检验及结果输出与分析，多元回归模型的建立与分析，异方差、序列相关模型的检验与处理等。二、实验环境WINDOWS 7 操作系统下，基于EVIEWS 6.0平台。三、实验模型建立与分析案例1：一元线性回归模型的建立与分析为了研究某市城镇每年鲜蛋的需求量，首先考察消费者年人均可支配收入对年人均鲜蛋需求量的影响。由经济理论知，当人均可支配收入提高时，鲜蛋需求量也相应增加。但是，鲜蛋需求量除受消费者可支配收入影响外，还要受到其自身价格、人们的消费习惯及其他一些随机因素的影响。为了表示鲜蛋需求量与消费者可支配收入之间非确定的依赖关系，我们将影响鲜蛋需求量的其他因素归并到随机变量u中，建立这两个变量之间的数学模型。表1：中给出Y为某市城镇居民人均鲜蛋需求量（公斤），X为年人均可支配收入（元，1980年不变价），通过抽样，得到1988-1998年的样本观测值。年份YX198814.4847.26198914.4820.99199014.4884.21199114.7903.66199217.0984.09199316.31035.26199418.01200.90199518.51289.77199618.21432.93199719.31538.97199817.11663.63（1） 做出散点图，建立人均鲜蛋需求量随人均可支配收入变化的一元线性回归方程，并解释斜率的经济意义；从x与y的散点图可以看出，人均鲜蛋需求量与人均可支配收入之间近似呈线性关系。所以选取模型Yi=C+1Xi+ui。利用eviews软件输出结果报告如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 07/13/11 Time: 15:37Sample: 1988 1998Included observations: 11CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C10.766161.3967367.7080870.0000X0.0050690.0011834.2833280.0020R-squared0.670895Mean dependent var16.57273Adjusted R-squared0.634328S.D. dependent var1.845042S.E. of regression1.115713Akaike info criterion3.219829Sum squared resid11.20333Schwarz criterion3.292174Log likelihood-15.70906Hannan-Quinn criter.3.174226F-statistic18.34690Durbin-Watson stat1.320391Prob(F-statistic)0.002040由上表可知人均鲜蛋需求量随人均可支配收入变化的一元线性回归方程为: Y = 10.76616+ 0.005069 *X其中斜率0.005069表示某市镇人均可支配收入每增加一元,人均鲜蛋消费平均增长0.005069公斤. 对模型结果分析，判定系数较大，R2=0.67，拟合较好，X线性关系显著。（2） 对所建立的回归方程进行检验；（显著性水平=0.05，t/2（9）=2.2622）对于参数C，假设: H0: C=0. 对立假设:H1: C0对于参数1, 假设: H0: 1 =0. 对立假设:H1: 10由上表知:对于C,t=7.708t(n-2)=t(9)=2.26因此拒绝H0: C=0,接受对立假设:H1: C0对于1,t=4.283328t(n-2)=t(9)=2.26 因此拒绝H0: 1=0,接受对立假设: H1: 10C和X的回归系数均显著不为零，因此回归模型中应包含常数项，且X对Y的影响较为显著。案例2：序列相关的检验与修正1990-2009年中国国内生产总值与出口总额的数据资料见表2，其中X表示国内生产总值（人民币亿元），Y表示出口总额（人民币亿元）,N表示年份。（数据来源：中华人民共和国国家统计局）表2: 中国国内生产总值与出口总额NXYNXY1990 18667.82 2985.80 2000 99214.55 20634.40 1991 21781.50 3827.10 2001 109655.17 22024.40 1992 26923.48 4676.30 2002 120332.69 26947.90 1993 35333.92 5284.80 2003 135822.76 36287.90 1994 48197.86 10421.80 2004 159878.34 49103.30 1995 60793.73 12451.80 2005 184937.37 62648.10 1996 71176.59 12576.40 2006 216314.43 77594.59 1997 78973.03 15160.70 2007 265810.31 93455.63 1998 84402.28 15223.60 2008 314045.43 100394.94 1999 89677.05 16159.80 2009 340506.87 82029.69 （1）散点图由散点图可以看出，X与Y大体呈现出较为明显线性关系，但2009年数据异常，偏离整体趋势较远，分析原因可知，由于2008年金融危机在9月全面爆发，对中国2009年的出口业务打击严重，因此数据的参考价值较低，为了保证回归分析的高质量，在此将2009年数据剔除。因此根据1990-2008年数据，确定模型形式为：（2） 回归结果根据Eviews输出结果报告，得到回归方程Y= -10269.97 + 0.365551*X输出结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 07/14/11 Time: 01:42Sample: 1990 2008Included observations: 19CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-10269.972184.060-4.7022390.0002X0.3655510.01573823.227180.0000R-squared0.969452Mean dependent var30939.96Adjusted R-squared0.967655S.D. dependent var30870.14S.E. of regression5551.898Akaike info criterion20.18097Sum squared resid5.24E+08Schwarz criterion20.28038Log likelihood-189.7192Hannan-Quinn criter.20.19779F-statistic539.5020Durbin-Watson stat0.420823Prob(F-statistic)0.000000根据上表结果可知，R2=0.97，数值较大且接近于1，参数项系数均通过t检验，F值较大。但DW值较小，怀疑有自相关。（3）DW检验根据上表的结果可知，DW=0.42。在显著性水平水平上，查Durbin-Watson统计表，n=19，k=1，得到下限临界值dL=1.18和上限临界值dU=1.4，因为0DW=0.42 ,说明模型中存在序列相关。0.787885说明存在一阶正自相关。（6）自相关的修正 根据上述检验，已知该模型为一阶自相关，.运用广义差分法进行修正：根据DW=0.42,计算一阶相关系数,对原变量X和Y做广义差分变换，即令Yt*=Yt-0.79 *Yt-1,Xt*=Xt-0.79 *Xt-1,则以Yt*和Xt*为样本再次计算回归方程。用最小二乘法估计参数，结果见下表：Dependent Variable: Y*Method: Least SquaresDate: 07/14/11 Time: 12:08Sample: 1 18Included observations: 18CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2224.0311369.667-1.6237750.1240X*0.3530580.02946811.981010.0000R-squared0.899715Mean dependent var11098.70Adjusted R-squared0.893447S.D. dependent var10393.53S.E. of regression3392.708Akaike info criterion19.20108Sum squared resid1.84E+08Schwarz criterion19.30001Log likelihood-170.8098Hannan-Quinn criter.19.21472F-statistic143.5446Durbin-Watson stat0.891281Prob(F-statistic)0.000000根据上表结果，可得Y*=2224.031+0.353058X*，X*的系数通过了t检验，整个方程的R2=0.8997，数值偏大且接近于1，F统计量=143.5，大于临界值，说明该模型的拟合程度高。这时DW=0.89，在显著性水平水平上，查Durbin-Watson统计表，n=18，k=1，得到下限临界值dL=1.16和上限临界值dU=1.39，因为DW=0.89,说明模型中存在序列相关。一阶回归系数通过了t检验，二阶回归系数没有通过t检验，因此因为模型中存在一阶序列相关。0.942390说明存在一阶正自相关。因此需要继续进行一阶修正：根据此时DW=0.89,计算一阶相关系数,对原变量X*和Y*做广义差分变换，即令YNt=Yt*-0.555 *Y*t-1, XNt=Xt*-0.555 *X*t-1,则以YNt和XNt为样本再次计算回归方程。Eviews输出结果如下：Dependent Variable: YNMethod: Least SquaresDate: 07/14/11 Time: 12:27Sample: 1 17Included observations: 17CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-354.20311248.579-0.2836850.7805XN0.3065280.0490806.2454480.0000R-squared0.722251Mean dependent var6010.345Adjusted R-squared0.703735S.D. dependent var5464.763S.E. of regression2974.485Akaike info criterion18.94366Sum squared resid1.33E+08Schwarz criterion19.04169Log likelihood-159.0211Hannan-Quinn criter.18.95340F-statistic39.00562Durbin-Watson stat1.205037Prob(F-statistic)0.000016根据上表结果，可得YN=354.2031+0.306528XN，XN的系数通过了t检验，整个方程的R2=0.72，数值较大，F统计量=39，大于临界值，说明该模型的拟合程度较高。这时DW=1.2，在显著性水平水平上，查Durbin-Watson统计表，n=17，k=1，得到下限临界值dL=1.13和上限临界值dU=1.38，因为dL=1.13DW=1.2 dU=1.38,即落入不能确定区域。因此需要继续修正。 利用科克伦-奥克特迭代法进行修正，把随机干扰项的一阶自回归项也作为解释变量，对模型进行估计，回归结果为：Dependent Variable: YNMethod: Least SquaresDate: 07/14/11 Time: 13:05Sample (adjusted): 2 17Included observations: 16 after adjustmentsConvergence achieved after 28 iterationsCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C193.86992587.5230.0749250.9414XN0.2746340.1062332.5852170.0226AR(1)0.3844320.4273820.8995040.3847R-squared0.732583Mean dependent var6333.618Adjusted R-squared0.691442S.D. dependent var5473.528S.E. of regression3040.434Akaike info criterion19.04475Sum squared resid1.20E+08Schwarz criterion19.18961Log likelihood-149.3580Hannan-Quinn criter.19.05217F-statistic17.80664Durbin-Watson stat1.660830Prob(F-statistic)0.000189Inverted AR Roots.38此时DW值为1.66，在显著性水平水平上，查Durbin-Watson统计表，n=17，k=1，得到下限临界值dL=1.13和上限临界值dU=1.38，因为dU=1.38DW=1.66F0.05（2,15）=3.68，故认为学生购买书籍及课外读物的支出与上述所有