计量经济学实验报告汇总

1、计量经济学实验报告学院： 国际学院专业班级： 10级国贸 2班学号： 20105369指导老师：谭畅老师实验一普通最小二乘法作一元线性回归实验目的：掌握一元线性回归模型的估计方法。实验要求：选择方程进行一元线性回归。实验原理：普通最小二乘法（OLS实验数据：东莞市经济部分数据、广东省宏观经济部分数据1. 把EXB作为应变量，REV作为解释变量150000十100000-tnKDo-k,200000050000 100000 150000gperi叮om Variable reihod Least SquaresDa馆 06/2412 Hme 1S 37SaiTipl 1978 1995 Int

2、:iuried oh5ei%ation310VariableCoeffi 匚卜 entStd Errort-StfltisticProbREV0.7193090.01115364 497070.0000c67-31067 333 6106410 0023R-sqn ared0 996160Flpan dRpabJ* W Method LmI Squarts Dale D6/24/1Z Tinw 21 20Sample 1978 199Inc I uded observat ions 22VanableCaeicventSid Error t-StvtisiicProtaGOP1Q 1772T3

3、0 00S12534 537850 OQOOA-squaredAdjust ed B squared S E of rg|fess4on Sum 5 quaied resid Log liKehhood0 W/010 0 M701Q 9O.5&I1 17597 fi 疇輛1nMean dependent ar S 0 d&pencJenr var Akai-ke mfo efitenon Schwarz criterion OurbmAVatson stai1 話499 13Q511 &964 611 446M1 Q2JG4J得到估计方程：丫丫0.177279 * GDP17、把CS乍为应变量

4、，SE乍为解释变量1000800 -OO -400&o0200 - DF15002000o ,0500WOOSEflfifVi tiWE - LMutiiai U NT IT LESTurGJHIJ1 J冋 dF M-d.1 I.Ula jL W ii Pt 口 .Q i EhktOj 11 on. hiV , ItJ-oWMlp j| N ：|Depindent Vrrable CSMethod Lgwt SquaresD二恂 0j3i/i2 Tiriie 10 24Sanple 1978 -999Insludod Dts0n.3ticn5 22VnasblgCogHicieintSid E

5、rrort-QtatieLcProbSEl 4822-19C 01611229 93320 0000c31 03074? 401730 300&340 0056R quRred0 97515ZMT睾屈ii dpmidRHt vai215 9573Adjusted R-squrarad0 770703 D dependent var213 59275 E ciF rogrBssiQpj j 2izTaAka ike info cutriDn9 3边逐Sum mqumE好 resid22114 1&9di*vsirz cut er ion10 03161Lf 口 hikRlihood-10T 26

6、09尸-ctal ii-tiiG09E 0303口urhrn-Walson stat1 274573P m 匕!）尸-slati Sil 匚0 OOlOOOQ| TuiIl a AimMilu*l3 HD 加jji*F 望止得到估计方程：CS=31.03074+0.482249*SE8、把CZ乍为应变量，CS乍为解释变量GbiJ I -fDl xli Jl41Lb 3* *wU.MJL tik Q|dh匚迪山lkQre 占Vkhh址山u儿站-la1! x|Xi * 1 F r p v Hi j b J JEr i t 1阿51珀raj Jyi, hmAV J) T in-r- 曰 Sri da

7、pahidant554 85 14Adjijd*1 act0 963173S Dnpliant vir287 saeaS E-口f regresai口定勺315SJAkaile- infocziriterion勺 72 1163Suni *qu#rdi rewid17S&9 27Sch&rz criLer ionS 0203&4Log lika-lihocdl1G-XF-3tnt istic1919 61 勺Durbin闪曰怡cm stat1 6711P rob(F -etst i Stic Jo oooooof a th c ：捡par世歹fi. 3. - -*#! | |H? d*im |

8、 | WF 着心心1得到估计方程：CZ=1.302514*CS-26.30586实验二一元线性回归模型的检验和结果报告实验目的：掌握一元线性回归模型的检验方法。实验要求：进行经济、拟合优度、参数显著性和方程显著性等检验。（给定显著性水平为0.5）实验原理：拟合优度的判定系数 R2检验和参数显著性t检验等。1、EXB = 0.719308 * REV-2457.3100.011153680.573864.49707-3.610644R2 =0.996168SE =2234.939财政支出EXB对财政收入REV的回归系数为0.719308无论从参数的符合和大小来说都符合经济理论。R2为0.9961

9、68接近于1,因此拟合优度好。t(佝=2.12,|t|t(16)，说明解释变量财政收入 REV在95%的置信度下显著，即通过了变量显著性检验。2、SLC =0.431827 * GDP-2411.3610.0040463076.237106.7267-0.783867R2 =0.998597SE =9449.149社会消费净零售额SLC对国内生产总值GDP的回归系数为0.431827无论从参 数的符合和大小来说都符合经济理论。 R2为0.998597接近于1,因此拟合优度 好。t(佝=2.12, |t|t(16)，说明解释变量国内生产总值 GDP在95%的置信度下 显著，即通过了变量显著性检验

10、。3、LB = 44.08665+0.505265*GDP117.09782 0.0045342.578496 111.4403R2 = 0.998392 SE =58.69617劳动报酬LB对第一产业增加值GDP1的回归系数为0.505265无论从参数的符 合和大小来说都符合经济理论。R2为0.998392，接近于1,因此拟合优度好。t(20)=2.086, |t|t(20)，说明解释变量国内生产总值 GDP1在95%的置信度下显著，即通过了变量显著性检验。4、ZJ=0.161768*GDP1-37.550160.00295211.1333454.79393-3.372768R2 = 0.9

11、93383 SE =38.22033折旧ZJ对第一产业增加值GDP1的回归系数为0.161768无论从参数的符合和 大小来说都符合经济理论。R2为0.993383接近于1,因此拟合优度好。t(20)=2.086, |t|t(20)，说明解释变量国内生产总值 GDP1在95%的置信度下显著，即通过了 变量显著性检验。5、SE=0.159149*GDP1-25.691910.0020567.75397777.40060-3.313385R2 = 0.996673 SE =26.61911生产税SE对第一产业增加值GDP1的回归系数为0.159149无论从参数的符合 和大小来说都符合经济理论。R2为

12、0.996673接近于1,因此拟合优度好。t(20)=2.086, |t|t(20)，说明解释变量国内生产总值 GDP1在95%的置信度下显著，即通过了变量显著性检验。6、YY = 0.177279 * GDP10.00512534.58786R2 = 0.967010 SE =90.65841盈余YY对第一产业增加值GDP1的回归系数为0.177279无论从参数的符合和 大小来说都符合经济理论。R2为0.967010接近于1,因此拟合优度好。t(20)=2.086, |t|t(20)，说明解释变量国内生产总值 GDP1在95%的置信度下显著，即通过了 变量显著性检验。7、CS = 31.03

13、074+0.482249*SE9.4017330.0161123.30053429.93042R2 = 0.978162 SE = 33.25218财政收入CS对生产税SE的回归系数为0.482249无论从参数的符合和大小来说都符合经济理论。R2为0.978162接近于1,因此拟合优度好。t(20)=2.086, |t|t(20)， 说明解释变量生产税SE在95%的置信度下显著，即通过了变量显著性检验。8、CZ = 1.302514*CS-26.305860.0297299.04764543.81345-2.907481R2 = 0.989689 SE = 29.91594财政支出CZ对财政收

14、入CS的回归系数为1.302514无论从参数的符合和大小 来说都符合经济理论。 R2 为 0.989689，接近于 1，因此拟合优度好。 t(20)=2.086， |t|t(20) ，说明解释变量财政收入 CS 在 95%的置信度下显著，即通过了变量显 著性检验。实验三多元线性回归模型的估计和检验实验目的：掌握多元线性回归模型的估计和检验方法。实验要求：选择方程进行多元线性回归。 实验原理：普通最小二乘法( OLS)。实验步骤：基于实验一的数据和工作文件1、把GDP作为应变量，NKF%口LT2作为两个解释变量分别进行一元线性回归分析。得到估计方程：GDP2=55714.24+0.698296*

15、NKF2得到估计方程：GDP2=-431249.1+2.710980*LT2把GDP作为应变量，NKF%口 LT2作为两个解释变量进行二元线性回归分析。3 File di t ObjVi ew ErccsQuick Ojjjti 4n li ndw-IfflYi a* 1 frees | Objects Fr mtj Kame Frez | Estimate | Forac&stdzDepfnd-nt Variable CjDPZfJethod Least SquaresDale 06/07/12 TimeOS 57Sample 1970 1S95Included observations10

16、VariableCoefficientStd Error t StatisticProbNKF20.6293780 02971621.180110.0000LT20 3953140 1365112 B958380 0111C-25143 3329410 03*0 8546900.4062R-squred0 990406rlen dependent .di2B4711 6Adjusted R-squied0 909127S D dep&ndenl vai30B3273S 匚 of re gi&s 5 io n32150 29Akaike info criterion23 74S24Sum squ

17、ared reaid1 55E+10Schwarz criterion23 85364Log likelihood210 7072F statistic774 2594DurbinWstson stat1 9838-14Prob(F-st;atistic)0 000000|P*th. = d： uKFopim filtsX tvi twi3 | DB = iumWF = gril瞥 EVi AWKE 暫idimiTluEDWorikilc： GDI 回貝得至 U估计方程：GDP2=-25143.33 + 0.629378 * NKF2 + 0.395314 * LT2估计方程的判定系数R2分别

18、接近于1;参数显著性t检验值除常数项外均大于2;方程显著性F检验显著。调整的判定系数为0.989127比一元回归有明显改善。2、作LB与GDP1的一元回归Prlft W*6501 err 0 ta. r 4QJ=)a5bDependent vari&nZJ Mahod LsquasotGDPTrmJIK UNTITLED SO-.5F- Gos占 注sK估计方程的判定系数R2分别接近于1参数显著性t检验值除常数项外均大于2; 方程显著性F检验显著。调整的判定系数为0.995608比一元回归有明显改善。所 以，得到估计方程为：ZJ = 0.176471 * GDP1 - 6.728731 * T

19、4、作SE与GDP1的一元回归iew| Frflcs |Objats FriatFreEtj5 tat sEesida |Dependent Varnbl SEMethod Le-ast SquaresDale 06/2SH2 Time DO 39Sample 1978 1959Included 目Linns 22VariableCoefficientStd. Error t StatisticProbGDP10.154507D. 001828&4S29G9O.flOODR-squared0 994946Mmh dependent vsf383 25$5Adjusted R$qu?rel0 9

20、9494$S D depndtnt v450 3519S E of regression32.33064Akaike mb cnlenon9 妙 297Sum squared reid21954.G7$-r-50ft-ft-Eauut iaiL： UAT1TJLEDDirkfile： GDO11|_J Fils. Edi lpk_-villCt3P-1H-_0I x|Fr int. | MameFrccDe pond ent Vsiriablo YY MethodSquaresDate 06/0712 Timh 10 20 Sample 1978 1999InrlLided obser.ati

21、ion-s- 22Vnhle(2 口 effiCdEHTtSid Errort-Slatistic:PrnbGDP10 11518560 01261112 S34J70 0000T4 S?SB723 6209101 JeZS口 1973R-squared09&9704Mean dependent air46fi_8000Adjusted R-squaredU 968190S D dependent vor49勺 130&S.E of igiEiian89.0221 1Akiku info llityncri11.90215Sum squared r9d1SS49B 7Schwarz crite

22、rion12 00134Log likolihcod128 9237F =t3(ictic610 1S0Duribin-Walscn stdit1 11305Prob FStativtic |0 000000Path s c: Vprcprm filEi ews3 |DD non. |IF .dM估计方程的判定系数R2分别接近于1参数显著性t检验值除常数项外均大于2; 方程显著性F检验显著。调整的判定系数为0.968190比一元回归有明显改善。所 以，得到估计方程为：YY = 0.161855 GDP1 +4.829672* T实验四异方差检验与消除实验实验目的：掌握异方差模型的检验方法。实验

23、要求：掌握图形法检验和 Glejser检验。实验原理：图形法检验、Glejser检验第一部分异方差的检验1、作ZJ对GDP1和T回归的残差趋势图和残差散点图。并从图上看 ZJ对GDP1和T回归的残差是否存在异方差Fruit Ikme Fr&ezeSampleStatsSpecEl匚虬GDP IFree7&SaihplSheetEt旦SpecQ3D00&-ere#.TSMS从图上看ZJ对gdpl、T回归的残差存在异方差2、做对ZJ和GDP回归的Glejser检验。(1)对GDP回归的结果为：(2)对GDP1A归的结果为:(3)对sqr(GDP1)回归的结果为:j|P E Vi LEqip-Bt-

24、i nn: 1TITTTI-EI1 oz-L；l p： GDD1 nlx|口 File Edit. OtjecliVi ew ProcsQui ck Ot.i anE Wi ndowHelpx|Vi -aw | Pv qc?e | Ohj fift k | Frint | Nuti& | Ft- a 47 a | EtimAtQ |F n it-a c1-a st | Siat |Dependent Variable A0S(E1)rlutliod. Ledbl SqudrebDate 0G-14;12 Time.09 2GSample. 19TB 1999Included observati

25、ons22VsnahlpCnpfficipntStd Frrart-StatisticPrabC1 4997247 9823140 1878810 BE29SGR(GDP10 398760 1&746&2 S323470 0193R-squared0 242791Mean dependent var18.74390Adjusted R-squared0 204930S D dependent vgr21 90903S E of regresign19 53555Akaike info criterion0 869657Sum squared巳wid?G32 7S7Schwarz criteri

26、on8 963043Log likelihood-95 55743F-slatistic6 412730DLirbiri-VVatsGii 5tal1 721717FrcbiF-staListic：0 019Q14Path - e： Vprosr am ti leVeviuh = “皿电urr =曰led常数项不显著，去掉常数项再进行回归得结果为:Vi ew Procs Ot j acts Fr int Kajne Freeze Est iForecast Stats Bead dsDependant Variable ABS(E1)Melhad: Least SquaresDate: 06Z

27、25/12 Time: 14:23Sample: 1978 1999Included obervatioris: 22VariableCoefficientStd Error bStatisticProb.QRCGDP1)08253200. 1504525 4S52510.0000R-squaredAdj jsted R-squared S E of regression Sum squared resid Log likelihood0 4261660 4281BB357742526875.74 -109.4040Mean d&pendent var S D. dependent var A

28、kaike info criterion Schwarz criterion DLtbirnWatson 曲日t26.9065347.3031710.0367210.096321.236970(4)对1/GDP回归的结果为:-Jffl XVs w | IJhj| Karint | NAm |Est inifttd |at | Kwi dsDepEndent X/anahle ABSfEIJ fJethod Least Squares Date 0& 14-12 Time 09 27 Sample 1978 1999 Included nbs&r/atiflns 22VariableCc eff

29、icientStd. Error t-StatisticProbC25 351146 3380613 tifli4LcFqi.乜匚坛L St鼻 RqDep&ndent Variable; ZJ/GDF1Method： Least Squares atR- 06/26/12 Timp- 1514ample： 1978 1999IncludRrl nhRrvtirins ?2VAriAihlleCmpfifiripnitStd. Errort-StartisrtirFrai/mpi c-7 EJ11E10.1402321 BQ373S-4 27*37O.OO4O2334.350390.0004 a oooaF?-squaredAdjustedquaredS.E. cfregression S.irn squsr&d recid Log likdihood Durbin Watson ctt0. 4729330.165650.013516 o.occesd 64.51727 0.185166Mean depend&ni var .D