實(shí)驗(yàn)二計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

1、 實(shí) 驗(yàn) 報(bào) 告課程名稱： 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目： 實(shí)驗(yàn)二 一元線性回歸模型的 估計(jì)、檢驗(yàn)、預(yù)測(cè)和應(yīng)用 實(shí)驗(yàn)類型：綜合性 設(shè)計(jì)性 驗(yàn)證性R專業(yè)班別： 姓 名： 學(xué) 號(hào)： 實(shí)驗(yàn)課室： 厚德樓B503 指導(dǎo)教師： 石立 實(shí)驗(yàn)日期： 2016-04-01 廣東商學(xué)院華商學(xué)院教務(wù)處 制 一、實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目訓(xùn)練方案小組合作：是 否R小組成員：無實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆蘸?jiǎn)單相關(guān)分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、簡(jiǎn)單線性回歸模型的設(shè)定和模型的參數(shù)估計(jì)、簡(jiǎn)單線性回歸模型的區(qū)間估計(jì)、假設(shè)檢驗(yàn)和預(yù)測(cè)方法，并能利用所建立的模型分析實(shí)際問題。實(shí)驗(yàn)場(chǎng)地及儀器、設(shè)備和材料實(shí)驗(yàn)室：普通配置的計(jì)算機(jī)，Eviews軟件及常用辦公軟件。實(shí)驗(yàn)訓(xùn)練內(nèi)容（包

2、括實(shí)驗(yàn)原理和操作步驟）：【實(shí)驗(yàn)原理】相關(guān)分析，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，普通最小二乘法(OLS)，擬合優(yōu)度的判定系數(shù)檢驗(yàn)和參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)等，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)預(yù)測(cè)原理?！緦?shí)驗(yàn)步驟】已知廣東省宏觀經(jīng)濟(jì)部分?jǐn)?shù)據(jù)（參見附表“廣東省宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)-第二章”），要根據(jù)這些數(shù)據(jù)分別研究和分析廣東省宏觀經(jīng)濟(jì)，建立宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。本實(shí)驗(yàn)要求具體驗(yàn)證分析：（1）“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化引起財(cái)政收入的變化”（2）“財(cái)政收入影響財(cái)政支出”（3）“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售額的影響模型”并根據(jù)相應(yīng)的回歸模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)、經(jīng)濟(jì)分析和政策評(píng)價(jià)。注：在實(shí)驗(yàn)中對(duì)應(yīng)的空白處寫出實(shí)驗(yàn)的結(jié)果。全部完成后，把該文檔自己學(xué)號(hào)為名進(jìn)行命名，提交到教師

3、機(jī)。（一）建立工作文件進(jìn)入Eviews，建立一工作文件，并命名為GD，新建4個(gè)序列，并對(duì)應(yīng)輸入廣東省經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)表中的數(shù)據(jù)：收入法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值-GDPS，財(cái)政收入-CS，財(cái)政支出-CZ，社會(huì)消費(fèi)品零售額-SLC。（二）相關(guān)分析（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“相關(guān)分析”部分不得超過本頁(yè)）1作散點(diǎn)圖分別作上述三組變量之間的散點(diǎn)圖（3個(gè)散點(diǎn)圖），并根據(jù)散點(diǎn)圖作簡(jiǎn)單分析，寫出各組變量的關(guān)系。散點(diǎn)圖：分析：在一定條件下，國(guó)家財(cái)政收入與GDP、財(cái)政收入影響財(cái)政支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售額確實(shí)存在線性相關(guān)關(guān)系。CS隨著GDPS的增大而增大，CZ隨著CS的增加而增加，SLC隨著GDPS的增加而增加，并趨向一條

4、直線。2、計(jì)算簡(jiǎn)單線性相關(guān)系數(shù)分別作上述三組變量之間的簡(jiǎn)單線性相關(guān)系數(shù)，并根據(jù)相關(guān)系數(shù)作簡(jiǎn)單分析。分析：從數(shù)據(jù)可看出，因?yàn)镚DPS與CS、CZ與CS和SLC與GDPS的相關(guān)系數(shù)大于0.8，所以模型模擬好。（三）回歸分析1【模型設(shè)定】（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“模型設(shè)定”部分不得超過本頁(yè)）（1）作因果關(guān)系檢驗(yàn)（輔助“模型設(shè)定”）分別對(duì)上述三組變量作因果關(guān)系檢驗(yàn)（3組檢驗(yàn)結(jié)果），并根據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，作簡(jiǎn)單描述及分析。因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表：（請(qǐng)對(duì)同一個(gè)模型的滯后期從2-5多試幾次，并選定最終的結(jié)果。）Pairwise Granger Causality TestsDate: 04/13/16 T

5、ime: 19:06Sample: 1978 2005Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.  GDPS does not Granger Cause CS 27 6.020450.0082 CS does not Granger Cause GDPS 13.18550.0002Pairwise Granger Causality TestsDate: 04/01/16 Time: 15:03Sample: 1978 2005Lags: 2 Null Hypothes

6、is:ObsF-StatisticProb.  CS does not Granger Cause CZ 26 0.717540.4995 CZ does not Granger Cause CS 7.764630.0030Pairwise Granger Causality TestsDate: 04/01/16 Time: 15:04Sample: 1978 2005Lags: 3 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.  GDPS does not Granger C

7、ause SLC 25 0.845940.4866 SLC does not Granger Cause GDPS 1.179830.3452分析從三個(gè)因果關(guān)系檢驗(yàn)可以看出，GDPS是CS的因；CS不是CZ的因；GDPS不是SLC的因。但根據(jù)理論CS是CZ的因，GDPS是SLC的因，可能是由于指標(biāo)設(shè)置的問題。所以還是把CS作為應(yīng)變量，GDPS作為解釋變量；CZ作為應(yīng)變量，CS作為解釋變量；SLC作為應(yīng)變量，GDPS作為解釋變量進(jìn)行一元線性回歸分析（2）結(jié)合以上因果關(guān)系和模型要求，確定模型的因變量和自變量。并從以下給出的回歸函數(shù)中挑選出一個(gè)回歸函數(shù)作為具體

8、模型的設(shè)定函數(shù)（標(biāo)出字母序號(hào)即可）。模型1（ D ）A.B.C.D.模型2：（ D ）A.B.C.D.模型3：（ A）BDA.B.C.D.2、【參數(shù)估計(jì)】（1）分別用最小二乘法估計(jì)以上三個(gè)回歸模型的參數(shù)，保存實(shí)驗(yàn)結(jié)果。（注：只需附上模型估計(jì)的結(jié)果即可，無需分析；模型如果常數(shù)項(xiàng)不能通過檢驗(yàn)，仍保留，本實(shí)驗(yàn)中不要求大家對(duì)模型進(jìn)行修正。）（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“模型結(jié)果”部分不得超過本頁(yè)）模型1 Dependent Variable: CSMethod: Least SquaresDate: 04/01/16 Time: 15：22ample: 1978 2005Included observa

9、tions: 28CoefficientStd. Errort-StatisticProb.  GDPS0.0802960.00189142.452970.0000C12.5096015.586050.8026150.4295R-squared0.985779    Mean dependent var449.5546Adjusted R-squared0.985232    S.D. dependent var509.5465S.E. of regression61.92234 &#

10、160;  Akaike info criterion11.15839Sum squared resid99693.77    Schwarz criterion11.25355Log likelihood-154.2174    Hannan-Quinn criter.11.18748F-statistic1802.255    Durbin-Watson stat0.942712Prob(F-statistic)0.000000模型2Dependent

11、 Variable: CZMethod: Least SquaresDate: 04/01/16 Time: 15:23Sample: 1978 2005Included observations: 28CoefficientStd.rrort-StatisticProb.  CS1.2788740. 1726774.062850.0000C-22.6807311.61500-1.9527100.0617R-squared0.995282    Mean dependent var552.2429Adjusted R-squared0

12、.995101    S.D. dependent var653.1881S.E. of regression45.71859    Akaike info criterion10.55164Sum squared resid54344.93    Schwarz criterion10.64679Log likelihood-145.7229    Hannan-Quinn criter.10.58073F-statistic5485

13、.306    Durbin-Watson stat1.554922Prob(F-statistic)0.000000模型3Dependent Variable: SLCMethod: Least SquaresDate: 04/01/16 Time: 15:25Sample: 1978 2005Included observations: 28CoefficientStd. Errort-StatisticProb.  GDPS0.3702410.00582763.535780.00C148.69248.019443.0965840

14、.0046R-squared0.993600    Mean dependent var2163.893Adjusted R-squared0.993354    S.D. dependent var2340.232S.E. of regression190.7780    Akaike info criterion13.40885Sum squared resid946302.6    Schwarz criterion13.5040

15、0Log likelihood-185.7239    Hannan-Quinn criter.13.43794F-statistic4036.795    Durbin-Watson stat0.293156Prob(F-statistic)0.000000（2）回歸結(jié)果的報(bào)告將模型回歸分析結(jié)果按如下形式報(bào)告出來：= = DF= = = 模型1：（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“結(jié)果報(bào)告”和“置信區(qū)間”部分不得超過本頁(yè)）CS= 12.50960+0.080296*GDPS （0.001891）（15.58605）t=(

16、42.45297） (0.802615)R2=0.985779 SE=61.92234 DF=26 DW=0.942712 F=1802.255模型2：CS= -22.68073+1.278874*GDPS （0.005827） (48.01944）t=(42.45297） (0.802615)R2=0.995282 SE=45.71859 DF=26 DW=1.554922 F=5485.306 模型3：SCL= 148.6962+0.370241*GDPS （0.005827）（48.01944）t=(63.53578) (3.096584)R2=0.993600 SE=190.7780

17、DF=26 DW=0.293156 F=4036.795 （3）根據(jù)模型估計(jì)的結(jié)果，對(duì)所估計(jì)的三個(gè)模型，分別寫出總體回歸模型系數(shù)的置信區(qū)間。模型1：-18.6625，43.6817：0.076514，0.084078模型2：-45.91073，0.54927：0.933534，1.624214模型3：52.65732，244.73508：0.358587，0.3818953、模型檢驗(yàn)（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“模型檢驗(yàn)”部分不得超過本頁(yè)）（1）經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)根據(jù)模型參數(shù)的估計(jì)值，聯(lián)系實(shí)際和相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，對(duì)各回歸模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。并解釋參數(shù)值的經(jīng)濟(jì)意義。模型一CS=12.50960+0.080296*

18、GDPS 系數(shù)說明，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDPS增加1個(gè)單位，財(cái)政收入CS增加0.080296個(gè)單位。財(cái)政收入受國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，并符合經(jīng)濟(jì)理論。 模型二CZ=-22.68073+1.278874*CS  系數(shù)說明，財(cái)政收入CS增加1個(gè)單位，財(cái)政支出CZ增加1.278874個(gè)單位。財(cái)政支出CZ對(duì)財(cái)政收入CS的回歸系數(shù)大于1，表明政支出CZ中還有其他影響因素。 模型三SLC=148.6962+0.370241*GDPS  系數(shù)說明，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDPS增加1個(gè)單位，社會(huì)消費(fèi)品零售額SLC增加0.370241個(gè)單位。符合經(jīng)濟(jì)理論。（2）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)根據(jù)估計(jì)出

19、的模型可決系數(shù)（判定系數(shù)）判斷模型的擬合程度。模型一：模型可決系數(shù)（判定系數(shù)）R2=0.985779>0.8，表明擬合程度很好。模型二：模型可決系數(shù)（判定系數(shù)）R2=0.995282>0.8，表明擬合程度很好。模型三：模型可決系數(shù)（判定系數(shù)）R2=0.993600>0.8，表明擬合程度很好。根據(jù)參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值和P值上判斷模型是否通過檢驗(yàn)。根據(jù)廣東數(shù)據(jù)得到的三個(gè)估計(jì)方程和上次實(shí)驗(yàn)的參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可以看出，參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)值分別為(0.802615) 、(42.45297)、(-1.952710) 、(74.06285)、(3.096584) 、

20、(63.53578)，除了2個(gè)常數(shù)項(xiàng)外均大于2，而常數(shù)項(xiàng)相對(duì)來說不重要，而P值均為0.0000，小于0.05，這表明方程都很顯著，模型通過了檢驗(yàn)。 （3）計(jì)量檢驗(yàn)（略）（4）預(yù)測(cè)檢驗(yàn)（略）4、模型應(yīng)用（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“預(yù)測(cè)”部分不得超過本頁(yè)）（1）點(diǎn)預(yù)測(cè)：先根據(jù)現(xiàn)有的自變量的值，根據(jù)建立的模型，預(yù)測(cè)因變量的平均值，序列命名為如“yf1”的形式進(jìn)行保存。并在本文檔中保存相對(duì)應(yīng)當(dāng)預(yù)測(cè)圖（forcast graph）。模型1的預(yù)測(cè)圖：模型2的預(yù)測(cè)圖：模型3的預(yù)測(cè)圖：（2）再分別作下列預(yù)測(cè)（將預(yù)測(cè)結(jié)果寫在題后）：根據(jù)估計(jì)出的模型1，預(yù)測(cè)當(dāng)廣東省2006年的收入法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP

21、S）達(dá)到25000億元時(shí)，財(cái)政收入（CS）為多少，區(qū)間預(yù)測(cè)的結(jié)果為多少。 2019.908 （1873.763，2166.053） 。根據(jù)估計(jì)出的模型2以及模型1預(yù)測(cè)出的廣東省2006年的財(cái)政收入（CS）值，預(yù)測(cè)其財(cái)政支出（CZ）為多少，區(qū)間預(yù)測(cè)的結(jié)果為多少。 2560.526 （2452.821，2668.231） 。根據(jù)估計(jì)出的模型3，預(yù)測(cè)當(dāng)廣東省2006年的收入法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPS）達(dá)到25000億元時(shí)，其社會(huì)消費(fèi)品零售額（SLC）為多少，區(qū)間預(yù)測(cè)的結(jié)果為多少。 9404.731 （8954.469，9854.993） 。（3）經(jīng)濟(jì)分析和政策評(píng)價(jià)（請(qǐng)對(duì)得到的圖表進(jìn)行處理，“分析”部分

22、不得超過本頁(yè)）根據(jù)模型估計(jì)和預(yù)測(cè)的結(jié)果，作相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)分析和政策建議。A、為提高廣東省的財(cái)政收入，可以采取什么措施？答：提高廣東省的國(guó)民生產(chǎn)總值 B、廣東省計(jì)劃從2005年開始，每年增加財(cái)政收入300億元，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值需每年增加多少？答：其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值需每年增加3580.38億元。C、廣東省財(cái)政連年赤字，政府應(yīng)如何調(diào)整財(cái)政支出方案，實(shí)現(xiàn)財(cái)政收支平衡。（根據(jù)所建立的模型回答，思考其與實(shí)際是否相符？并思考原因。）答：本能單靠財(cái)政支出去發(fā)展經(jīng)濟(jì)，刺激消費(fèi)，要嚴(yán)捉偷稅漏稅等犯法現(xiàn)象，要減少“三公”費(fèi)用的支出和其他不必要的支出，適當(dāng)?shù)膶?duì)某些行業(yè)增加稅收。D、課后思考：下表給出了廣東省1978年-2005

23、年的社會(huì)消費(fèi)品零售額、收入法GDP及社會(huì)消費(fèi)品零售額占GDP的比重?cái)?shù)據(jù)。年份收入法GDPS社會(huì)消費(fèi)品零售額SLC社會(huì)消費(fèi)品零售額占GDP的比重年份收入法GDPS社會(huì)消費(fèi)品零售額SLC社會(huì)消費(fèi)品零售額占GDP的比重1978185.8579.8642.97%19922447.541109.5545.33%1979209.3492.6944.28%19933469.281518.3143.76%1980249.65117.6747.13%19944619.021991.3343.11%1981290.36142.3849.04%19955933.052478.3541.77%1982339.9216

24、4.2348.31%19966834.972772.8340.57%1983368.75183.6249.80%19977774.533139.3240.38%1984458.74226.1349.29%19988530.883567.0141.81%1985577.38289.2350.09%19999250.683932.4442.51%1986667.53327.0248.99%200010741.254379.8140.78%1987846.69405.1947.86%200112039.254856.6540.34%19881155.37568.0749.17%200213502.425392.6439.94%19891381.39636.1546.05%200315844.646029.8638.06%19901559.03667.3642.81%200418864.626852.0336.32%199118