计量经济学eviews实验报告

1、v1.0可编辑可修改大连海事大学实验报告实验名称：计量经济学软件应用专业班级： 财务管理2013-1姓 名：安妮指导教师：赵冰茹交通运输管理学院二。一六年十一月一、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：Eview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WINDOWSXP2000操作系统下，基于平台。三、实验模型建立与分析案例1：我国1995-2014年的人均国民生产总值和居民消费支出的统计资料（此资料 来自中华人民共和国统计局网

2、站）如表 1所示，做回归分析。表1我国1995-2014年人均国民生产总值与居民消费水平情况指标人均国内生产总值（元）居民消费水平（元）1995 年507423301996 年587827651997 年645729781998 年683531261999 年719933462000 年790237212001 年867039872002 年945043012003 年1060046062004 年1240051382005 年1425957712006 年1660264162007 年2033775722008 年2391287072009 年2596395142010 年305671091

3、92011 年36018131342012 年39544146992013 年43320161902014 年4661217806(1)做出散点图，建立居民消费水平随人均国内生产总值变化的一元线性回归方程，并解释斜率的经济意义;10,00016,00014,00012,00010,000-?,000-6,0004,0002,000-n in,nnn ?n.ooD x.nnn 4n,m 印,nnnAVGDF利用eviews软件输出结果报告如下:Dependent Variable: CONSUMPTIONMethod: Least SquaresDate: 06/11/16 Time: 19:0

4、2Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CAVGDPMean dependentR-squaredvarAdjusted R-squared.dependent varAkaike info.of regressioncriterionSum squared resid1538032.Schwarz criterionHannan-QuinnLog likelihoodcriter.Durbin-WatsonF-statisticstatProb(F-stat

5、istic)由上表可知财政收入随国内生产总值变化的一元线性回归方程为（令 Y=CONSUMPTION,X=AVGDPt代表人均 GDP ）Y = +* X其中斜率表示国内生产总值每增加一元，人均消费水平增长元。检验2果R2=,说明%勺样本可以被模型解释，只有 %勺样本未被解释，因此 样本回归直线对样本点的拟合优度很高。(2)对所建立的回归方程进行检验：(5%!著性水平下，t (18)=)对于参数c假设：H 0： c=0.对立假设：Hi： c w0对于参数GDP(贸设：H 0： GDP=0.对立彳贸设：Hi： GDPW0由上表知：对于 c,t=>t(n-2)=t(18)=因此拒绝H0: c

6、=0,接受对立假设：Hi： c w0对于 GDP, t= >t(n-2)=t(18)=因此拒绝 出GDP=0,接受对立假设：H 1： GDPW0此外F统计量为，数值很大，可以判定，人均国内生产总值对居民消费水平 在5%勺显著性水平下有显著性影响。所以，回归系数显著不为零，常数项不为零，回归模型中应包括常数项。综上，整体上看此模型是比较好的。(3)序列相关问题由上图可知，DW统计量，经查表，当k=1, n=20时，dl=,因此可判断此模 型存在序列相关，且为序列正相关。修正：广义差分法因为 DW = p =1-DW/2=令 X1=*X(-1)Y1=*Y(-1)修正结果如下：Dependen

7、t Variable： Y1Method: Least SquaresDate: 06/11/16 Time: 19:56Sample(adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.X1+087970597.-14 - 13 -+ 10R-squaredAdjusted R-squared.of regressionSum squared residLog likelihoodF-statistic+ 10Mean dependent

8、var+11.dependent var+11Akaike info +11 criterion +23Schwarz criterionHannan-Quinn criter. Durbin-Watson statProb(F-statistic)经修正后，DW=<dl=说明随机扰动项仍存在序列正相关。(4)根据2015年中国国民经济与社会发展统计公报，2015年人均国民生 产总值为49351元，对该年的居民消费水平进行预测。点预测：Y = +* X=区间预测：计算出var (Y) =S2 (1 % X) ) 二, ( n-2)二，因此E (%) n Xt的预测区间为 Y)±

9、 (n-2) Mvar (Y0) =49351±。CDNSliKiKTiOF 72S.E.利用Eviews输出预测结果如下:-orecast COMSUMPTlCr Actuar CONSJf/FION Forecast fiarnplB 1335 2015.A dusted s事卬 p la二 109581In匚kid卢r| of 弓曰Fancns 20Root V&an Sci.3Ted Fziror277 3112M&an Absolute Error2143&57MesnAbs. Percent Errr3 M3231Thil inequality C

10、oefficient0。产船9Bias Proponiofi0.000000VarimcF Prororion00UD869Covariance Proporton0 09*31案例2:下面给出了我国1995-2014年的居民消费水平（Y）和人均国内生产总值（X） 以及城镇居民人均可支配收入（X0数据，对它们三者之间的关系进行研究。具 体数据如表2所示。表2: 1995年到2014年的统计资料单位：元指标居民消费水平（元）人均国内生产总值（元）城镇居民人均可支配收入（元）1995 年2330507442831996 年276558781997 年297864571998 年3126683519

11、99 年3346719958542000 年3721790262802001 年398786702002 年430194502003 年4606106002004 年5138124002005 年577114259104932006 年6416166022007 年7572203372008 年8707239122009 年9514259632010 年10919305672011 年13134360182012 年14699395442013 年1619043320264672014 年1780646612(1)试建立二元线性回归方程利用Eviews软件输出结果报告如下:Dependent

12、Variable: CONSUMPTIONMethod: Least SquaresDate: 09/11/16 Time: 16:23Sample(adjusted): 1995 2014Included observations: 20Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.AVGDPSAVINGR-squaredAdjusted R-squared.of regressionSum squared residLog likelihoodF-statisticProb(F-statistic)Mean dependent var.dependent

13、varAkaike info criterionSchwarz criterionHannan-Quinn criter.Durbin-Watsonstat由上表可知，样本回归方程为：Y=+(2)对检验结果的分析AVGDW SAVING勺P值均小于，t值均大于t(n-2)=t(18)=，因此样本回归 方程十分显著。修整后的R2为，说明有%勺样本可以被样本回归方程所解释，拟 合的很好。F统计量为数值很大，可以判定，人均可支配收入以及城镇居民人均 可支配收入对居民消费水平在 5%勺显著性水平下有显著性影响。但是，值得注 意的是DV统计量为dl=(当k=2, n=20时)，因此方程可能存在序列相关问

14、题， 可利用广义差分法进行修正，如案例 1,此处不再赘述。案例3：表3列出了 2014年中国部分省市城镇居民每个家庭平均全年可支配收入 (income)与消费性支出(expense)的统计数据。表3 2014年统计数据地区人均可支配收入人均消费性支出地区人均可支配收入人均消费性支出北京广西上海山东省重庆陕西省河北省山西省山西省安徽省内家占甘肃省吉林省江南省江苏省贵州省浙江省四川省江西省青海省湖南省海南省河南省宁夏(1)试用OLSt建立居民消费支出对可支配收入的线性模型利用eviews软件输出结果报告如下：Dependent Variable: EXPENSEMethod: Least Squa

15、resDate: 09/11/16 Time: 20:15Sample(adjusted): 2001 2024Included observations: 24Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.INCOMECR-squaredAdjusted R-squared.of regressionSum squared residLog likelihoodF-statisticProb(F-statistic)Mean dependent var.dependent varAkaike info criterionSchwarz criterionHa

16、nnan-Quinn criter.Durbin-Watsonstat因此建立模型(令Y=EXPENS队均消费性支出，X=INCOME均可支配收入) Y=+*X当人均可支配收入增长1元，人均消费性支出增加元。同时分析结果显示， INCOME勺P值为，小于，t=>t(n-2)=t(18)二,十分显著。拟合优度R2为，说明 有%勺样本可以被样本回归方程所解释，拟合的很好。F统计量为，数值很大，可以判定，人均可支配收入对人均消费性支出在5%勺显著性水平下，有显著性影响。DW亮计量为du=(当k=1, n=24时)，因此方程不存在序列相关问题。 整体上看，此模型较为成功。(2)异方差的图形检验：

17、输出残差、拟合值图形报告：散点图报告:48,00044,00040,00035,00032,00028,00024,00020,000-12JOOO 16.000 20,000 24,000 2BJ000 32,000EXPENSE从图形上可以看出，平均而言，城镇居民人均消费性支出随城镇居民人均可支配收入的增加而增加。但是，从残差图和散点拟合图可以明显地观察出来，随着可支配收入的增加，支出的变动幅度也略有减小的趋势，可能存在异方差。(3)检验模型是否存在异方差White检验：v1.0可编辑可修改Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic(2 , 21)P

18、rob ,Obs*R-squaredChi-Square(2)Scaled explained SSProb , Chi-Square(2)Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 11/11/16 Time: 15:35Sample: 2001 2024Included observations: 24VariablentStd. Errort-Statistic Prob.C24915316379291.INCOMEINCOMEA2Mean dependentR-squaredvar1379935

19、.Adjusted R-squared. dependent var 1300708.Akaike info.of regression1277408. criterionSum squared resid+13Schwarz criterionHannan-QuinnLog likelihoodcriterF-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)原假设H:不存在异方差备择假设H:存在异方差根据检验结果可知，P=>故，接受原假设，认为该模型不存在异方差。四、实验总结1、对案例的经济学意义的分析结论人均国内生产总值、可支配收入与居民消费水平的关系国内生产总值与国民收入之间直接相关。国民收入是反映整体经