江西财经大学计量经济学实验报告(三)

1、2014-2015 第 1 学期计量经济学实验报告实验（三）：计量经济检验与修正实验学号：0122585选课班级：a02k名：戴安琪专业:注册会计师实验日期：2014.12.3实验地点：0305实验名称：计量经济检验与修正实验【实验目标、要求】使学生掌握用eviews做1. 异方差性检验和修正方法；2. 自相关性检验和修正方法；3.【实验内容】实验内容以课后练习：以116页第8题、第9题为例进行操作。【实验步骤】一.第116页第8题（一）创建工作文件（二）输入和编辑数据在命令窗口直接输入：data y x .屏幕出现数据编辑框，如下图所示。® group: untitled work

2、file: untitled:untitled- n xviewproc objectprintnamefreezedefaultv sort transpose edit+/- smpl点击上图中对话框的“edit +/- ”，将数据进行输入，如下图所示。数据输入完毕，单击工作文件窗ui工具条的save或单击菜单兰的file- save 将数据相入磁盘。（三）ols估计参数利用2008年中w部分省市城镇居民家庭y均全年可支配收入（x）与消费性 支出（y）的相关数据表，作散点图。evicws命令:scat x y;如图所示可看出2 0 0 8年屮w部分省市城镇居拭家庭平均全年可支配收入(x )

3、与 消费性支出(y)的关系近似直线关系可建立线性回归模型。在主菜单命令行键入：“ls y c x”，然后回车。即可直接出现如下图所示的 计算结果dependent variable: ymethod: least squaresdate: 11/20/14 time: 20:15sample: 1 28included observations: 28variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c735.1080477.11231.5407440.1355x0.6662220.03055821.802130.0000r-squared0.94813

4、8mean dependent var10780.65adjusted r-squared0.946144s.d.dependent var2823.752s.e. of regression655.3079akaike info criterion15.87684sum squared resid11165139schwarz criterion15.97199log likelihood-220.2757f-statistic475.3327durbin-watson stat1.778976prob(f-statistic)0.000000点击uobjectstore to db”，将估

5、计式以“eqol”为名保存。a参数估计所建立的回归方程为：yi =735. 1080 + 0. 666222x(0. 030558) (21. 80213)(477. 1123) t= (1. 540744)2 ?r =0. 948138946144f二475. 3327(四) 检验异方差性 1、残差分析首先将数据排序，然盾建立回归方程。在方程窗口中点击“rcsids”按钮就可以 得到模型的残差分布阁。由图可知冋归方程的残差分布有明敁的扩大趋势，即表明存在异方差性。2、white 检验在方程窗口上点击 “viewresidual testwhite heteroskedastcity”，检验结

6、 來如图所示：evievs -equation: untitled¥orkfile: uhtitle-回®1口 file editobject vi ew proc guick options window help-n1 xview proc | object print | name | freeze | estimate forecast stats | resids |white heteroskedasticity test:af-statistic5.280124 probability0.012223obs*r-squared8.315098 probabil

7、ity0.015646vjpath=c： documents and settingsemlabmy docx db = none fff=untitle其屮，f值为辅助hj归模型的f统计量值。取显著水平ci =0.05，由于2(2)=5. 99 <nr2 =8. 315098,所以存在异方差性。故本题数据不符合0ls经典假设中同方差性的假设，即存在异方差性。(五) 异方差的修正 确定权数变量2根据park检验，可以得岀&的一般形式为:ln2 =-19.6578+ 3.2670 in x.生成权数变量:genr wl=l/x"3.2670根据gleiser检验，可以取以

8、下三种形式作为权数变量:% 二 1/#? %=1/阁 確2生成权数变量:genr w2=l/x"0. 5gexr w3=l/abs(resid) gexr w4=l/ resid "2 利用加权最小二乘法估计模型 在eviews命令窗u屮依次键入命令：ls (w=) y c x经估计检验发现用权数w3的效果最好。下面仅给出用权数w3的结果。dependent variable: y method: least squares date: 11/20/14 time: 20:46 sample: 1 28 included observations: 28 weighting

9、 series: w3variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c970.6104254.53623.8132500.0008x0.6493550.01841835.255760.0000weighted statisticsr-squared1.000000mean dependent var9942.842adjusted r-squared1.000000s.d.dependent var46660.83s.e. of regression27.34564akaike info criterion9.523740sum squared re

10、sid19442.39schwarz criterion9.618898log likelihood-131.3324f-statistic1242.969durbin-watson stat1.481595prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.947484mean dependent var10780.65adjusted r-squared0.945465s.d.dependent var2823.752s.e. of regression659.4257sum squared resid11305899durbi

11、n-watson stat1.893691 对所估计的模型再进行white检验，观察界方差的调整情况 对所估计的模型再进行white检验，其结果对应阁所示。所对应的white检验显示，p值较大，所以接受不存在异方差的原假设，即认为己经消除了回归模 型的异方差性。white heteroskedasticity test:f-statistic1.000834probability0.381828obs*r-squared2.075675probability0.354220二.第117页第九题（一）建立多元回归模型和估计利用eviews分别绘制名义服务业产出与服务业就业人数，软件外包服务收 入

12、，技术进步指数的散点图，y解他们的关系。1.数据的输入£il« £dit qbj«ct vi«»r trc quick options jindow help data y x1 x2 x3j 18960path = d:b*ckup我的50 db = none vip = unti tie开始 ，山依 < 江财教字网-< buckbotrd aqit量经杯学;： fv< zip - wz'rh,口 ' v g ；?如 19102.散点图：在数据输入之后，分别输入eviews命令:scat xl y;

13、 scat x2 y; scat x3 y;得到散点图。ilraph: ttititled forkfile: hititledxdntit 1x1 7vo series are required for specified p*apke00ss0罾orkfile: u1titled.p5 cioup: raniled foikfilc: otiiiiledxontxtlcd grtph: tjbtiti.ed vorkfile: ltititi.ednnt hrdpidi.xib graph: uhtitled罾 orkfile: uhtitledunt ltlcd| x| two seri

14、es are required for specified p*«pkr?/井始/c山（5江财©字网"blckboftrd xo x2path = d:b4cknpft 的文 4db = none vf =:uniitiers ；- >p - *iview:d= vb：->19 13£il« £dit qbj«ct vi«»r trc quick options jindow help data y x1 x2x3 scat x1 forkfilc: otiiiledgroup: u1titl

15、ed kjlpbxirkfile: olltitledxont it ledpath =d:mckup 我的艾1 db =none v? = untilie7江财®学网-fblackboard a q i+s8济料fwd. zip - w却 evira:1= <19:13丫与x1的散点evioseil«f edit qbject viev troc fiuick options jindow helpdata y x1 x2 x3 scat xl scat x2丫与x2的散点i«»r erc quick options jindw h«l

16、p£dit qbj«ct data y x1 x2 x3 scat x1 scat x2 scat x3jrkfile: u1iiiledroup: u1titledi'edfe.rkfiin： uititleddntitled |门 xp5 g raph: u1titi.ed vuikfxle: itbtiti.edxdnt it led x graph: uhtitled forkfilc: uhtitledunt it led -xxe5 qr avhz ttwttti.ed forkfiltt: nwtttlednn t i 11 r(1 f. (tl fx

17、 |j 7vo series are required for specified p*apkpath = d:backup 我的db = none vp = unli lie1 开始c江财教字网-(:blackboard a itfi轻济料rfvd_ zip - wevi<*xm vc； . 19:13丫与x3的散点图从以上三幅图可以看出y与xl存在线性关系，但是y与x2, x3不存在线性 关系。3. 模型估计为丫通过aic和sc准则来判断软件外包服务收入和技术进步指数是否应 该作为解释变量，输入eviews命令：is y c xlo得到y与xl的估计结果。m戸丁藻塍->,讁埋：

18、aic=21.51513 sc=21.20605制穷欺iaeviewss>>: is y c xl x2 .韻浬 y<!rrxl,x2ai-h湘。(lit eiitxi«« oxiib4t« h<1>h j c «1 m2if , c «1 «2 »3ti y c i1u y c vl >2£f.rnni.x hhul.fcr-toix- - - -1= « f.qamoon; kqtll torkfilr: dmt i tudtf/it u ud |tfh fsjap

19、eiibmkx2®<4j3103 y»«)i03qaco ob yooi 0 wd 10 il ite5>2 bb3 ®rotpmtnt method le 0x< 11.2»3 sunpto 1 13 lnchki*d cvvmhoni 13vinamt y lvait squvi0«l« u2ztu tkm 1930/ now plvanafetocmaokmstd eno*hstwxlicprobc-14<3x» l11681321j ju5100000k19 329»30

20、55757416 7329600000»-107t777 751440名 1m&3400001p-iquxed0968784meat-x*742270adjuitti) rsqvirtd09kk40s d d0pt«der< w»2*6*5s£ drttmion4079870akiike tfdto pt«nonxiq9t3&xn tqukt4 rtt>d256£<escfw>rt em»r»x)2o?x>51ugu(仲的3-177 67wf售 utitu1551722

21、jrtxn wmion flatmw1»prob(f.«iatniic>00x000f 4助<t，*ta2ez?cweth-a»+#«rievitri«在以上模型中，得到：aic:20.10313 sc:20. 23351从上面可以看出，加入x2后的模型aic和sc的值均变小，所以应该 将x2包含在模型中。再次输入eviews命令：is y c xl x2 x3 .得到y与xl，x2, x3的估 计结采。t>l«讲tioflocktia4r« m«l>k«1 l201*3is y

22、c i1 x2>i y c it x2 *3在此模型中，得到八tow. 98080sc=20. 15463从上面可以看出，加入x3后的模型aic和sc的值均变小，所以应该将x3 包含在模型中。即，x2和x3均耍包含在模型屮，模型的估计结果为：y=-140628. 8+8. 404923x1-10. 51442x2+13275. 56x3se二(10930. 76)( 0.748947) (1.615580)(7846.169)t= (-12. 86542) (11.22232) (-6. 508141)(1.691980)(二) white 检验在方程窗口上点击 “viewresidua

23、l testwhite heteroskedastcity”，检 验结果如图所示：因equation: dhtitled torkfile: ottitledvjn回冈f-statistic0.249207probability0.784118obs*r-squared0.617177probability0.734483view f'roc | object | print name | freeze estimate forecast 5tats residswhite heteroskedasticity test:其中，f值为辅助回归模型的f统计量值。取显著水平a =0.05,

24、由于2(2)=5.99 > nr2 =0.617177,所以不存在异方差性。(三)lm检验自相关性»4«ml minr罾<irkfile (hu恵tlrd0n，11os®pm% 1 13simolt 1 1313你 13 eta(dcrai102 cr i扣01 q3crio2 oderoi«r2乂 now plsatuu conmioh im t«l-10 加 191obvr 轚qurttlo71kt7probity pr 的 imlyttsl equieond«per>tnt v«nablr resomtthod l*tti0x« 11/2yu t/i 1951prri-imp4< rmtung y>luerttiaiali mt io ctwvaiibm.cmachkms5d eno<t-sat/ihcp*objc602o6b13*54 740w7520gb79xi01041060 80&40)<11250660«j09>q00520541 73413600300170獅x3-3