《计量经济学综合实验》实验报告.docx

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1、计量经济学综合实验实验报告2013-2014学年第一学期班级:姓名:学号:课程编码：0123100320课程类型：综合实训实时间：笫16周至第18周实验地点：实验目的和要求；熟悉eviews软件的根本功能，能运用eviews软件进行一元和多元模型的参数估计、统计检验和预测分析，能运用eviews软件进行异方差、自相关、多重共线性的检验和处理，并最终将操作结果进行分析。能熟悉运用eviews软件对时间序列进行单位根、协整和格兰杰因果关系检验。料所用软件，eviews实验内容和结论：见第2页一第39页计量经济学综合实验实验一第二章第6DependentVariab1.e:YMethod:1.eas

2、tSquaresDate:12/17/13Time:09:13Sanp1.e:19851998Inc1.udedobservations:MVariab1.eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C12596.271244.56710.121010.0000GDP26.954154.1203006.5417920.OOOOR-squared0.781002Meandependentvar20168.57AdjustedRsquared0.762752S.D.dependentvar3512.487SE.ofregression1710.865Akaikeinf

3、ocriterion17.85895SunsquaredresidSchwarzcriterion17.950241.og1.ike1.ihood-123.0126F-statiscic42.79505Durbin-Vatsonstat0.859998Prob(F-Statistic)0.000028(1)Yf=12596.272f.95GDPt+ef(10.(12) (6.54)K2=0.7023(1.2),t1.=6.54Z0023(12),故回归系数均显著不为零，回归模型中英包含常数项，X对丫有显著影响.+BXz+aQ26925.65+5.91X2f+e,。,=+RX*+e,Q1-498

4、65.391.95Xjq（2）A&o=o.ooi为样本I可归方程的斜率，表示边际农业机械总动力,说明农业机械总动力每增加1万千瓦，粮食产爵增加1万吨.1=40072.47是强矩，表示不受农业机械总动力影响的板食产量.ra=0.02.说明总离差平方和的2%被样本回归宜线解探,有98%未被解择,因此样本I可归直线对样本点的拟合优底是很低的.给出的显著水平=0.05,杳自由度v=21-2=19的I分布衣，得临界假。侬（凶）=2.09,=29.34Qms（19）,O=OG，3（19）.A4=5.9】为样本【可归方程的斜率，表示边际化肥施用fit说明化肥使用fit每增加1万吨，粮食产量增加1万吨.户】=

5、26925.65是俄矩，表示不受化肥使用用极响的粮色产量.r.94,说明总离港平方和的94%被样本回灯宜线解择.有6%未被解拜.因此样本回归宣线对样本点的拟合优度是很高的.给出的显著水平4.05.g自由度v=21.2=19的t分布表，得临界仁。皿9）=2.09.%=2940小（19）.A-16.64ms（19）收回妇系数均不为零，回归模里中应包含常数项，X对丫有显著影响。九=1.95为样本回归方程的斜率，表示边际土地灌溉面枳，说明土地湫混面积增加1公顷，粮食产兴增加1万吨。力=-49万5.39是:距,表示不受土地灌溉面积影响的机食产演,r=0.73,说明总离差平方和的73%被样本回归出城例科.

6、有27%未被解择.因此样本回归出线对样本点的拟合优度是技高的.给出显著性水平=0.05,查自由度V*=21-2=I9的t分布表，得临界值4叫（19）=209,0=_3.95&13（19）,4=72包309）故回归系数包含零，回归模型中不应包含常数项，X对丫有无显著的响.（3）根据分析，X2得拟合优度以高，模型最好，所以选择X2得预测值,Q,-26925.65+5.91X2e,1505.91011240162E8800018184ocooo00166900983310ForecastQFActua1.:QForecastsamp1.e:19782002Adjustedsamp1.e1978199

7、9Inc1.udedobservations21RootMeanSquaredErTOrMeanAbso1.uteErrorMeanAbsPefcemErTofTe1.Inequa1.ityCoefficientBiasProportionVarianceProportionCovarianceProportion)=52349.54实验三P8593ffDependentVariab1.e:YMethod:1.eastSquaresDate:12/19/13Time:09:10Sanp1.o:118Inc1.udedobservations:18Variab1.eCoefficientStd.

8、Errort-StatisticProb.C-0.97556830.32236-0.0321730.9718X1.(KI.31466.40913616.275920.OOOOX20.4021900.1163183.4567760.0035R-squared0.979727Meandependentvar755.1500AdjustedR-squared0.977023S.D.dependentvar258.6859S.E.ofregression39.21162Akaikeinfocriterion10.32684Sunsquaredresid23063.27Schwarzcriterion1

9、0.475231.og1.ike1.ihood-89.91152F-Statistic362.4430Durbin-Watsonstat2.561395Prob(F-Statistic)0.OOOOOO(1) P=-0,98+104.32X10.40X2(2)提出检脸的原假设为设=/?J=(U=I,2给出显著水平a=0.05查自由度V=18-2=16的t分布表，得临界值&os(15)=2.13./,=16.28rny25(1.5).所以否认“0,4显不不等于零，即可以认为受教育年眼对购置书籍及课外读物支出行显著影响。t2=3.46qi,2,(15),所以否认“，自显著不等于零，即可以家庭月可支

10、配权入对购置书籍及课外读物支出有显著影响.R2-O.9797.表示丫中的变异性能被估计的网灯方程解择的局部越多,估计的网归方程对样本观测优就拟介的越好，同样，R2=0.9770.很接近】，表示模里拟合度很好，Foa(3,27)=2.96,说明回归方程在总体上是显著的，b.回归系数的显著性检物t检验：显著性水平&=0.05,查自由度v=30-3-1.=26的t分布表的临界值t0.02S(26)=2.06.At1.=4.62tO5(26),所以6】显著不为零,即销伸量对农产品收购量有显著影响；t2=2.15隔必(26),所以42显著不为零，即出口量对农产品收购崎有显著影响：13=0.36I。0(2

11、6),故33显著为等，即库存Ift对农产品收购地无显著影响，于足，建立回归模型时,库存量3Ur以不予考虑。史=0.5523,表示丫中的变异性能被估计的回”方程解择的局滞越多,估计的回打方程对样本观TSS冽位就拟合的越好.同样，R2=O.5006,表示模型拟合度一般.实验五P107第四章第IJiDependentVariab1.e:1.OGYMethod:1.eastSquaresDate:12/19/13T加b:12:07Sanp1.e:19901998Inc1.udedobservations:9Variab1.eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.

12、1309310.01952957.911360.O(KX)T0.2818370.00347081.213390.O(KX)R-squared0.998940Ueandependentvar2.5IOH7AdjustedR-squared0.998788S.I).dependentvar0.772253S.E.ofregression0.026881Akaikeinfocriterion-4.201659Sunsquaredresid0.005058Schwarzcriterion-4.1578311.or1.ike1.ihood20.90746F-statistic6595.614Durbin

13、Hatsonstat1.128588Prob(F-Statistic)0.OOO(KK)1.ny=1.13+0.28te(57,91)0叱（7）,4=81.21%5（7）故4Ait著不为零,则I可归模型中应包含常数项,可以认为时间对箱华额有显著影响，RU眄.0999RURSSfN-K7.Q999TSS,TSS1.N-I,我示Y能对估计的I可归方程进行很岛解糕，所以估计的回归方程对样本观测值就拟合的程度很1.T=10,UIy=3.949y=49.4024则预测得该商场1999年的皮鞋销售额为49.4024万元实验六P107第四章第2期DependentVariab1.e:1.OCYMethod:

14、1.eastSquaresDate:12/20/13Time:15:08Sanp1.e:121Inc1.udedobservations:21Variab1.eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-35.404251.637922-21.615350.0000T0.0207660.00086623.974010.OOOOR-squarcd0.968000Meandependentvar3.843167AdjustedR-Sqwed0.966316S.D.dependentvar1.309610S.E.ofregression0.2t0.025(13),所以

15、凡显著不为零，即内含价格缩减指数对名义货币存量有显著影响：=i.671.6FoOS(3,13)-3.41,所以否认H.说明回归方程在总体上是显著的.即内含价格缩减指数,名义国名收入和长期利率与名义货而存量之间的关系是线性的.羟济意义分析：a1,=1.2659表示内含价格缩减指数每增加1%,名义货币存Ift就增加1.2659%,a,=0.2062表示名义国民收入短增加1亿,名义货币存量就增加0.2062亿,a2=。.8616表示长期利率每增加居，名义货币存量就增加0.86-16%.(3)DependentVariab1.e:1.NMMethod:1.eastSquaresDate:12/20/1

16、3Time:16:41Sanp1.e:19481964Inc1.udedobservations:17Variab1.eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.1.NR0.9442530.4896021.9286140.07431.NY0.2265850.3000690.7551100.4627C-1.0065270.289766-3.4735840.0037R-squared0.751490Meandependentvar0.802225AdjustedRsquared0.715989S.D.dependentvar0.205539S.E.ofregressi

17、on0.109537Akaikeinfocriterion1.426321Sunsquaredresid0.167977Schwarzcriterion-1.2792831.ogIike1.ihood15.12373F-statistic21.16793Durbin-Matsonstat0.656255Prob(F-Statistic)0.Oo0059InM,=-1.0065+0.9443In+0.2266Y1(-3.4736)(1.9286)(0.7551)t检验;假设，o：4=0,显著性水平=0.05,存自由度V=17-2T=M的t分布我的临界值tagJ(M)=2.15.I,=1.9286

18、t0025(14),所以工显著为零，即长期利率对名义货币存收有显著影响：r=0.7551FoOS(3,14)-3.3%所以否认“。.说明回归方程在总体上是显著的.即名义国名收入和长期利率与名义货币存fit之间的关系是线性的.经济意义分析：4=0.9443衣示长期利率部熠加1%.名义货币存城就增加0.9143%,4=0.2266表示名义国民收入每增加I亿，名义货币存取就增加02266%.(4)DependentVariab1.e:1.NMMethod:1.eastSquaresDate:12/20/13T加。：16:51S11p1.e:19181964Inc1.udedobservations:

19、17Variab1.eCoefficientStd.ErrorI-StatisticProb.1.NR-0.2094110.232757-0.8996960.3825C-1.2876770.314926T0888230.0010R-squared0.051201Meandependentvar-I.569623AdjustedR-squared-0.012053S.0.dependentvar0.127733S.1.ofregression0.128501Akaikeinfocriterion-1.155637Sunsquaredresid0.247686Schwarzcriterion-1.

20、05761.)1.og1.ike1.ihood11.82291I7-Statistic0.809453DurbinWatsonstat1.474376Prob(F-Statistic)0.382499InWz=-1.2877-0.2094In/;-4.088B)(-0.8997)t检验:假设“0：4=0,显著性水平a=0.05,查自由度v=17-1.-1.=15的t分布衣的临界(ft10025(15)=2.13.工,=-0.8997tOns(15),所以A必若为零，即长期利率时名义货币存量无显著影啊。F检险:锻设“:/7=0W1sG/=0.05,因此,样本回归方程的拟合优度是很低的,显著性水平

21、=0.05,杳自由度v=17-1.-1.=15,的F分布表的够界伯尼0/3,15)=3.29,F=08095FO%(3,15)=3.29,所以肯定“，说明回归方程在总体上是显芒的。即实际货币存量和长期利率之间的关系是不存在戏性的。经济意义分析：#=-0.2094我示长期利率每增加1%,名义货币存量就减少0.2094%.实验八P133第五章第2JRDependentVariab1.e:YMethod:1.eastSquaresDate:12/24/13Timo:09:44Sanp1.e:129InC1.Udedobservations:29Variab1.eCoefficientStd.Erro

22、rI-S1.HtiSIiCProb.C58.3179149.049351.1889640.2448X0.7955700.01837343.301930.00R-squared0.985805Meandependentvar2111.931AdjustedR-SqUared0.985279S.D.dependentvar555.5470S.E.ofregression67.4(M36kaikeinfocriterion11.32577Sunsquaredresid122670.4Schwarxcriterion11.420061.og1.ike1.ihood-162.2236F-statisti

23、c1875.057Durbin-Vatsonstat1.893970Prob(F-Statistic)0.OOOOOOK=%+X+%Y1=58.3179+0.7956X1+%(1.18)1.96,所以拒绝原假设,接受乩,即等级相关系数是显普的，说明城钺居民人均生活费模里的陋机误差存在异方差。(2)图示法Y对X的敞点图200100-(75-100-20040005000残差与X的散点图(3)DependentVariab1.e:YMethod:1.eastSquaresDate:12/26/13Time:10:32Sanp1.e:I29Inc1.udedobservations:29Variab1.eCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C58.3179149.049351.1889640.2448X0.7955700.01837343.301930.OOOOR-Sq1.mrQd0.985805Meandependentvar2111.931AdjustedR-squared0.985279S.D.dependentvar555.5470S.1.ofregression67.40436Akaikeinfocriterion11.32577Sunsquaredres