計量經濟學課內試驗

西安郵電學院計量經濟學課內上機實驗報告書系部名稱：經濟與管理學院學生姓名：張軍糧專業(yè)名稱：市場營銷班級：營銷1001時間：2012年11月13日-2012年12月22日計量經濟實驗報告P54—11下表是中國1978—2000年的財政收入Y和國內生產總值（GDP）的統(tǒng)計資料。單位：億元年份YGDP年份YGDP19781132.263624.119902937.1018547.919791146.384038.219913149.4821617.819801159.934517.819923483.3726638.119811175.794862.419934348.9534634.419821212.335294.719945218.1046759.419831366.955934.519956242.2058478.119841642.867171.019967407.9967884.619852004.828964.419978651.1474462.619862122.0110202.219989875.9578345.219872199.3511962.5199911444.0882067.519882357.2414928.3200013395.2389403.619892664.9016909.2要求：以手工和運用EViews軟件（或其他軟件）：（1）作出散點圖，建立財政收入隨國內生產總值變化的一元線性回歸方程，并解釋斜率的經濟意義。（2）對所建立的回歸方程進行檢驗。（3）若2001年中國國內生產總值為105709億元，求財政收入的預測值及預測區(qū)間。解：（1）利用Eviews的出如下數(shù)據(jù)：散點圖：根據(jù)散點圖可知，GDP與財政收入之間的關系大致呈現(xiàn)出線性關系，因此，建立的一元線性回歸模型是：對已建立的上述模型進行估計，得如下則回歸方程為（22.72）=0.1998表示，在1978—2000年期間，中國國內生產總值每增加1億元，財政收入平均增加0.1198億元。（2）在5%的顯著性水平下，自由度為21（23-2）的t分布的臨界值為2.08，而常數(shù)項參數(shù)的t統(tǒng)計量值為2.52，GDP前參數(shù)的t統(tǒng)計量值為22.72，都大于2.08，因此兩參數(shù)在統(tǒng)計上都是顯著的?？蓻Q系數(shù)為0.96表明：財政收入的96%的變化可以由國內生產總值的變化來解釋，回歸直線對樣本的擬合程度很好。（3）根據(jù)回歸模型，當2001年的GDP為105709億元時，財政收入的預測值為：在Eviews中進行預測，首先把樣本的區(qū)間擴展到2001年，并在GDP序列中輸入2000年的值，再利用Forcast對話框，打開YF序列，2001年對應的數(shù)據(jù)就是2001年財政收入的預測值13220.59；打開YFSE序列，2001年對應的數(shù)據(jù)就是的標準差846.13。因此，由公式可得預測區(qū)間為（11460.64，14980.54）P91—10在一項對某社區(qū)家庭對某種消費品的消費需要調查中，得到下表所示的資料。單位：元序號對某商品的消費支出Y商品單價X1家庭月收入X2序號對某商品的消費支出Y商品單價X1家庭月收入X21591.923.5676206644.434524.4491207680.035.30143403623.632.07106708724.038.70159604647.032.46111609757.139.63180005674.031.151190010706.846.6819300請用手工與軟件兩種方式對該社區(qū)家庭對該商品的消費需求支出作二元線性回歸分析：（1）估計回歸方程的參數(shù)及隨機干擾項的方差，計算。（2）對方程進行F檢驗，對參數(shù)進行t檢驗，并構造參數(shù)95%的置信區(qū)間。（3）如果商品單價變?yōu)?5元，則某一月收入為20000元的家庭的消費支出估計是多少？構造該估計值的95%的置信區(qū)間。解：（1）估計得出OLS輸出的結果：由上圖可知，，，。（2）F統(tǒng)計量的值為32.29，在5%的顯著性水平下，臨界值，顯然32.29>4.74，因而方程的總體線性特性顯著。由上數(shù)據(jù)可知，，所對應的t值為，而臨界值，所以有的置信區(qū)間為（531.60，721.42），的區(qū)間為（-17.35，-2.23），的區(qū)間為（0.0149，0.0423）。（3）回歸方程為：，將=35，=20000代入回歸方程有，利用Eiews的預測功能，得到=37.05代入公式，可得的置信區(qū)間為（768.58，943.82）。P91--11下表列出了中國2000年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產值Y，資產合計K及職工人數(shù)L。序號工業(yè)總產值Y/億元資產合計K/億元職工人數(shù)L/萬人序號工業(yè)總產值Y/億元資產合計K/億元職工人數(shù)L/萬人13722.703078.2211317812.701118.814321442.521684.4367181899.702052.166131752.372742.7784193692.856113.1124041451.291973.8227204732.909228.2522255149.305917.01327212180.232866.658062291.161758.77120222539.762545.639671345.17939.1058233046.954787.902228656.77694.9431242192.633255.291639370.18363.4816255364.838129.68244101590.362511.9966264834.685260.2014511616.71973.7358277549.587518.7913812617.94516.012828867.91984.5246134429.193785.9161294611.3918626.94218145749.028688.0325430170.30610.9119151781.372798.908331325.531523.1945161243.071808.4433設定模型為：（1）利用上述資料，進行回歸分析。（2）回答：中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變狀態(tài)嗎？解：（1）先對模型進行線性化，兩側取對數(shù)得：估計結果如下：有上述數(shù)據(jù)可得，樣本回歸方程為：(1.586)(3.454)(1.790)分析：1）資本與勞動的產出彈性都是在0到1之間，模型的經濟意義合理。2）若給定5%的顯著性水平，臨界值=3.34，=2.048，由于F=59.66大于臨界值，從總體上看，lnK與lnL對lnY的線性關系是顯著的。3）對參數(shù)的t值進行分析。lnK的參數(shù)所對應的t統(tǒng)計量3.454大于臨界值的2.048，因此，該參數(shù)是顯著的。但是lnL對應的t統(tǒng)計量1.790小于臨界值2.048，該參數(shù)是不顯著的。但如果假定的顯著性水平為10%，臨界值=1.701，這時的參數(shù)就變?yōu)槭秋@著的。4）表明，lnY的79.6%的變化可以由lnK與lnL的變化來解釋。當職工人數(shù)不變時，資產每增加1個單位，工業(yè)總產值將增加0.6092；當資產不變時，職工人數(shù)每增加1個單位，工業(yè)總產值將增加0.3068。（2）由（1）可得，，它表示資產投入K與勞動投入L的產出彈性近似為1，也就是說中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。下面用Eviews軟件來進行檢驗。1）原假設假定為，將原模型轉化為估計得到的結果為：由上面數(shù)據(jù)可知，該方程F統(tǒng)計量值12.27大于臨界值3.34，其參數(shù)也通過的檢驗。在無約束條件下方程的殘差平方和為RSS1=5.0703，在約束條件下的方程殘差平方和RSS2=5.0886，建立F統(tǒng)計量：在5%的顯著性水平下，=4.20，顯然有F<，接受原假設，即可以認為中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。P135--7下表列出了2000年中國部分省市城鎮(zhèn)居民每個家庭平均全年可支配收入（X）與消費性支出（Y）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。單位：元地區(qū)可支配收入X消費性支出Y地區(qū)可支配收入X消費性支出Y北京10349.698493.49河北5661.164348.47天津8140.506121.04山西4724.113941.87內蒙古5129.053927.75河南4766.263830.71遼寧5357.794356.06湖北5524.544644.50吉林4810.004020.87湖南6218.735218.79黑龍江4912.883824.44廣東9761.578016.91上海11718.018868.19陜西5124.244276.67江蘇6800.235323.18甘肅4916.254126.47浙江9279.167020.22青海5169.964185.73山東6489.975022.00新疆5644.864422.93（1）試用OLS法建立居民人均消費支出與可支配收入的線性模型；（2）檢驗模型是否存在異方差性；（3）如果存在異方差性，試采用適當?shù)姆椒ü烙嬆Ｐ蛥?shù)。解：（1）估計OLS結果：居民人均消費支出與可支配收入的線性模型為：（1.706）（32.387）（2）G-Q檢驗：一：將樣本按全年人均可支配收入X進行升序排序，去掉中間4個樣本，將余下的樣本分為樣本容量分別為8的兩個子樣本，并分別進行回歸。二：第一組回歸的結果如下圖所示：三：樣本取值較大一組的回歸結果為：檢驗統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下，，由于4.8643>4.28，拒絕原假設，從而認為原模型中存在遞增型的異方差。（3）采用加權最小二乘法進行估計一：在“Quick\GenerateSeries”的對話框中將殘差保存在變量e1中。二：在Quick下拉菜單中選擇EstimateEquation，在出現(xiàn)的對話框中輸入“YCX”，再選擇“Option”按鈕，在出現(xiàn)的對話框中，在“WeightedLS/TSLS”欄中輸入“1/abs(e1)”，結果如下圖所示：所以有：采用加權最小二乘估計的回歸方程為：（3.553）（32.503）P135--8中國1980—2000年投資總額X與工業(yè)總產值Y的統(tǒng)計資料如下表所示。單位：億元年份全社會固定資產投資X工業(yè)增加值Y年份全社會固定資產投資X工業(yè)增加值Y1980910.91996.519915594.58087.119819612048.419928080.110284.519821230.42162.3199313072.314143.819831430.12375.6199417042.119359.619841832.92789199520019.324718.319852543.23448.7199622913.529082.619863120.63967199724941.132412.119873791.74585.8199828406.233387.919884753.85777.2199929854.735087.219894410.46484200032917.739570.3199045176858（1）當設定模型為時，是否存在序列相關？（2）若按一階自相關假設，試用杜賓兩步法估計原模型。（3）采用差分形式與作為新數(shù)據(jù)，估計模型，該模型是否存在序列相關？解：（1）應用Eviews軟件對所設定的模型進行OLS估計，結果如下：該回歸方程的DW統(tǒng)計量的值為0.45。5%顯著性水平下，樣本容量為21的DW分布的下限臨界值為。0.45<1.22，根據(jù)判定規(guī)則，可以判定模型存在一階自回歸形式的序列相。（2）方法一：杜賓兩步法步驟一：估計模型：（2.95）（7.49）（6.043）（-1.159）將估計的代入下面的模型：對上式的OLS估計的結果如下：所以有：（23.871）由于D.W=1.333，在5%的顯著性水平下，樣本容量為19的DW檢驗的臨界值上下限為，，DW統(tǒng)計量落在區(qū)間上，根據(jù)DW檢驗無法判斷是否存在一階序列相關。但可根據(jù)拉格朗日乘數(shù)檢驗，結果如下：檢驗統(tǒng)計量的值為1.553637，而，1.553637<3.84，不能拒絕原假設，即認為模型不存在一階序列相關。因此，估計的原模型為方法二：廣義最小二乘法在Quick下拉菜單中選擇EstimateEquation，在出現(xiàn)的對話框中輸入“LOG(Y)CLOG(X)AR(1)”，其中AR(1