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

1、大連海事大學(xué)實(shí) 驗(yàn) 報(bào) 告實(shí)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 2013-1 姓名：安妮指導(dǎo)教師：趙冰茹交通運(yùn)輸管理學(xué)院二一六年十一月精品文檔一、 實(shí)驗(yàn)?zāi)繕?biāo)學(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。具體包括： eview 的安裝，樣本數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計(jì)量計(jì)算，一元線性回歸模型的建立、檢驗(yàn)及結(jié)果輸出與分析，多元回歸模型的建立與分析，異方差、序列相關(guān)模型的檢驗(yàn)與處理等。二、實(shí)驗(yàn)環(huán)境windowsxp或 2000操作系統(tǒng)下，基于eviews5.1 平臺(tái)。三、實(shí)驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⑴c分析案例 1：我國(guó) 1995-2014 年的人均國(guó)民生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)支出的統(tǒng)計(jì)資料（此資料來(lái)自

2、中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站）如表1 所示，做回歸分析。表 1 我國(guó) 1995-2014 年人均國(guó)民生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平情況指標(biāo)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（元）居民消費(fèi)水平（元）1995 年5074 2330 1996 年5878 2765 1997 年6457 2978 1998 年6835 3126 1999 年7199 3346 2000 年7902 3721 2001 年8670 3987 2002 年9450 4301 2003 年10600 4606 2004 年12400 5138 2005 年14259 5771 2006 年16602 6416 2007 年20337 7572 精品文檔

3、2008 年23912 8707 2009 年25963 9514 2010 年30567 10919 2011 年36018 13134 2012 年39544 14699 2013 年43320 16190 2014 年46612 17806 （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；利用 eviews 軟件輸出結(jié)果報(bào)告如下：精品文檔dependent variable: consumption method: least squares date: 06/11/16 time: 19:02 sample: 1995 2014 inc

4、luded observations: 20 variable coefficient std. error t-statistic prob. c 691.0225 113.3920 6.094104 0.0000 avgdp 0.352770 0.004908 71.88054 0.0000 r-squared 0.996528 mean dependent var 7351.300 adjusted r-squared 0.996335 s.d. dependent var 4828.765 s.e. of regression 292.3118 akaike info criterio

5、n 14.28816 sum squared resid 1538032. schwarz criterion 14.38773 log likelihood -140.8816 hannan-quinn criter. 14.30760 f-statistic 5166.811 durbin-watson stat 0.403709 prob(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

6、 表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一元, 人均消費(fèi)水平增長(zhǎng)0.35277 元。檢驗(yàn)結(jié)果 r2=0.996528， 說(shuō)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)行檢驗(yàn)：（5% 顯著性水平下， 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: gdp0 由上表知 : 對(duì)于 c,t=6.094104t(n-2)=t(18)=2.101 因此拒絕 h0: c=0, 接受對(duì)立假設(shè) :h1: c 0

7、對(duì)于 gdp, t=71.88054 t(n-2)=t(18)=2.101 精品文檔因此拒絕 h0: gdp=0,接受對(duì)立假設(shè) : h1: gdp0 此外 f 統(tǒng)計(jì)量為 5166.811，數(shù)值很大，可以判定，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)水平在 5% 的顯著性水平下有顯著性影響。所以，回歸系數(shù)顯著不為零，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較好的。(3) 序列相關(guān)問(wèn)題由上圖可知， dw 統(tǒng)計(jì)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相關(guān)，且為序列正相關(guān)。修正：廣義差分法因?yàn)?dw=0.403709 ，=1-dw/2=0.

8、7981455 令 x1=x-0.7981455*x(-1) y1=y-0.7981455*y(-1) 修正結(jié)果如下：dependent variable: y1 method: least squares date: 06/11/16 time: 19:56 sample(adjusted): 1996 2014 included observations: 19 after adjustments coefficient std. error t-statistic prob. x1 -1.14e+08 7970597. -14.33887 0.0000 c -8.26e+10 5.45e

9、+10 -1.516402 0.1478 r-squared 0.923631 mean dependent var -7.34e+11 adjusted r-squared 0.919139 s.d. dependent var 4.61e+11 s.e. of regression 1.31e+11 akaike info criterion 54.13516 sum squared resid 2.92e+23 schwarz criterion 54.23457 log likelihood -512.2840 hannan-quinn criter. 54.15198 f-stati

10、stic 205.6031 durbin-watson stat 0.953595 prob(f-statistic) 0.000000 經(jīng)修正后， dw=0.953595dl=1.2，說(shuō)明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)仍存在序列正相關(guān)。（4）根據(jù) 2015 年中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，2015 年人均國(guó)民生精品文檔產(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 var（y0）=s2（2t0n1xxx）（）=1468.207 ，t0.25（n-2 ）=2.10 ，因此 e（y0）的預(yù)測(cè)區(qū)間為 y0t0.

11、25(n-2) var（y0）=4935180.4661。利用 eviews 輸出預(yù)測(cè)結(jié)果如下：案例 2：下面給出了我國(guó) 1995-2014 年的居民消費(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。具體數(shù)據(jù)如表 2 所示。表 2：1995 年到 2014 年的統(tǒng)計(jì)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2330 5074 4283 1996 年2765 5878 4838.9 1997 年2978 6457 5160.3 1998 年3126 6835 5425.1 199

12、9 年3346 7199 5854 2000 年3721 7902 6280 2001 年3987 8670 6859.6 精品文檔2002 年4301 9450 7702.8 2003 年4606 10600 8472.2 2004 年5138 12400 9421.6 2005 年5771 14259 10493 2006 年6416 16602 11759.5 2007 年7572 20337 13785.8 2008 年8707 23912 15780.8 2009 年9514 25963 17174.7 2010 年10919 30567 19109.4 2011 年13134 36

13、018 21809.8 2012 年14699 39544 24564.7 2013 年16190 43320 26467 2014 年17806 46612 28843.85 （1）試建立二元線性回歸方程利用 eviews 軟件輸出結(jié)果報(bào)告如下：dependent variable: consumption method: least squares date: 09/11/16 time: 16:23 sample(adjusted): 1995 2014 included observations: 20 coefficient std. error t-statistic prob.

14、avgdp 0.160612 0.060350 2.661335 0.0164 saving 0.018166 0.005693 3.191061 0.0053 c 1040.987 143.3240 7.263178 0.0000 r-squared 0.997829 mean dependent var 7351.300 adjusted r-squared 0.997573 s.d. dependent var 4828.765 s.e. of regression 237.8674 akaike info criterion 13.91879 sum squared resid 961

15、875.6 schwarz criterion 14.06815 log likelihood -136.1879 hannan-quinn criter. 13.94794 f-statistic 3906.446 durbin-watson stat 0.977467 prob(f-statistic) 0.000000 精品文檔由上表可知，樣本回歸方程為：y=417.4107+0.269124x1+0.145843x2 (2) 對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的分析avgdp 與 saving 的 p值均小于 0.05，t 值均大于 t(n-2)=t(18)=2.101，因此樣本回歸方程十分顯著。修整后的r2

16、為 0.997573，說(shuō)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 統(tǒng)計(jì)量為 3906.446 數(shù)值很大，可以判定，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% 的顯著性水平下有顯著性影響。 但是，值得注意的是 dw 統(tǒng)計(jì)量為 0.977467t(n-2)=t(18)=2.101，十分顯著。擬合優(yōu)度r2為 0.925669，說(shuō)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統(tǒng)計(jì)量為 273.9751，數(shù)值很大，可以判定，人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)性支出在5% 的顯著性水平下，有顯著性影響。dw統(tǒng)計(jì)量為1.601642du=1.45（當(dāng) k=

17、1，n=24時(shí)），因此方程不存在序列相關(guān)問(wèn)題。整體上看，此模型較為成功。（2）異方差的圖形檢驗(yàn)：輸出殘差、擬合值圖形報(bào)告：精品文檔散點(diǎn)圖報(bào)告：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加而增加。 但是，從殘差圖和散點(diǎn)擬合圖可以明顯地觀察出來(lái)，隨著可支配收入的增加，支出的變動(dòng)幅度也略有減小的趨勢(shì)，可能存在異方差。（3）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲顆hite 檢驗(yàn)：精品文檔heteroskedasticity test: white f-statistic 1.423345 prob.f(2，21) 0.2632 obs*r-squared 2.864991 pro

18、b，chi-square(2) 0.2387 scaled explained ss 1.024885 prob ，chi-square(2) 0.5990 test equation: dependent variable: resid2 method: least squares date: 11/11/16 time: 15:35 sample: 2001 2024 included observations: 24 variable coefficient std. error t-statistic prob. c 2491531 6379291. 0.390566 0.7001 i

19、ncome -22.43270 405.2308 -0.055358 0.9564 income2 -0.000615 0.005984 0.102742 0.9191 r-squared 0.119375 mean dependent var 1379935. adjusted r-squared 0.035506 s.d. dependent var 1300708. s.e. of regression 1277408. akaike info criterion 31.07503 sum squared resid 3.43e+13 schwarz criterion 31.22229 log likelihood -369.9004 hannan-quinn criter 31.11410 f-statistic 1.423345 durbin-watson stat 2.113531 prob(f-statistic) 0.263213 原假設(shè) h0：不存在異方差備擇假設(shè) h1：存在異方差根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，p=0.26320.05 故，接受原假設(shè)，認(rèn)為該模型不存在異方差。四、 實(shí)驗(yàn)總結(jié)1、對(duì)案例的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的分析結(jié)論人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、可支配收