計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課內(nèi)試驗(yàn)

西安郵電學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課內(nèi)上機(jī)實(shí)驗(yàn)報(bào)告書系部名稱：經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院學(xué)生姓名：張軍糧專業(yè)名稱：市場營銷班級：營銷1001時(shí)間：2012年11月13日-2012年12月22日計(jì)量經(jīng)濟(jì)實(shí)驗(yàn)報(bào)告P54—11下表是中國1978—2000年的財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計(jì)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(yùn)用EViews軟件（或其他軟件）：（1）作出散點(diǎn)圖，建立財(cái)政收入隨國內(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。（2）對所建立的回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)。（3）若2001年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值為105709億元，求財(cái)政收入的預(yù)測值及預(yù)測區(qū)間。解：（1）利用Eviews的出如下數(shù)據(jù)：散點(diǎn)圖：根據(jù)散點(diǎn)圖可知，GDP與財(cái)政收入之間的關(guān)系大致呈現(xiàn)出線性關(guān)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(jìn)行估計(jì)，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(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，財(cái)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(xiàng)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值為2.52，GDP前參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值為22.72，都大于2.08，因此兩參數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的?？蓻Q系數(shù)為0.96表明：財(cái)政收入的96%的變化可以由國內(nèi)生產(chǎn)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(dāng)2001年的GDP為105709億元時(shí)，財(cái)政收入的預(yù)測值為：在Eviews中進(jìn)行預(yù)測，首先把樣本的區(qū)間擴(kuò)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(yīng)的數(shù)據(jù)就是2001年財(cái)政收入的預(yù)測值13220.59；打開YFSE序列，2001年對應(yīng)的數(shù)據(jù)就是的標(biāo)準(zhǔn)差846.13。因此，由公式可得預(yù)測區(qū)間為（11460.64，14980.54）P91—10在一項(xiàng)對某社區(qū)家庭對某種消費(fèi)品的消費(fèi)需要調(diào)查中，得到下表所示的資料。單位：元序號對某商品的消費(fèi)支出Y商品單價(jià)X1家庭月收入X2序號對某商品的消費(fèi)支出Y商品單價(jià)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(fèi)需求支出作二元線性回歸分析：（1）估計(jì)回歸方程的參數(shù)及隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，計(jì)算。（2）對方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，對參數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)，并構(gòu)造參數(shù)95%的置信區(qū)間。（3）如果商品單價(jià)變?yōu)?5元，則某一月收入為20000元的家庭的消費(fèi)支出估計(jì)是多少？構(gòu)造該估計(jì)值的95%的置信區(qū)間。解：（1）估計(jì)得出OLS輸出的結(jié)果：由上圖可知，，，。（2）F統(tǒng)計(jì)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(yīng)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(yù)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(chǎn)值Y，資產(chǎn)合計(jì)K及職工人數(shù)L。序號工業(yè)總產(chǎn)值Y/億元資產(chǎn)合計(jì)K/億元職工人數(shù)L/萬人序號工業(yè)總產(chǎn)值Y/億元資產(chǎn)合計(jì)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(shè)定模型為：（1）利用上述資料，進(jìn)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(bào)酬不變狀態(tài)嗎？解：（1）先對模型進(jìn)行線性化，兩側(cè)取對數(shù)得：估計(jì)結(jié)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(chǎn)出彈性都是在0到1之間，模型的經(jīng)濟(jì)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(guān)系是顯著的。3）對參數(shù)的t值進(jìn)行分析。lnK的參數(shù)所對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(shí)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(dāng)職工人數(shù)不變時(shí)，資產(chǎn)每增加1個單位，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.6092；當(dāng)資產(chǎn)不變時(shí)，職工人數(shù)每增加1個單位，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.3068。（2）由（1）可得，，它表示資產(chǎn)投入K與勞動投入L的產(chǎn)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(bào)酬不變的狀態(tài)。下面用Eviews軟件來進(jìn)行檢驗(yàn)。1）原假設(shè)假定為，將原模型轉(zhuǎn)化為估計(jì)得到的結(jié)果為：由上面數(shù)據(jù)可知，該方程F統(tǒng)計(jì)量值12.27大于臨界值3.34，其參數(shù)也通過的檢驗(yàn)。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(jì)量：在5%的顯著性水平下，=4.20，顯然有F<，接受原假設(shè)，即可以認(rèn)為中國2000年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)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(fèi)性支出（Y）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。單位：元地區(qū)可支配收入X消費(fèi)性支出Y地區(qū)可支配收入X消費(fèi)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(nèi)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(fèi)支出與可支配收入的線性模型；（2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚裕唬?）如果存在異方差性，試采用適當(dāng)?shù)姆椒ü烙?jì)模型參數(shù)。解：（1）估計(jì)OLS結(jié)果：居民人均消費(fèi)支出與可支配收入的線性模型為：（1.706）（32.387）（2）G-Q檢驗(yàn)：一：將樣本按全年人均可支配收入X進(jìn)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(jìn)行回歸。二：第一組回歸的結(jié)果如下圖所示：三：樣本取值較大一組的回歸結(jié)果為：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下，，由于4.8643>4.28，拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為原模型中存在遞增型的異方差。（3）采用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行估計(jì)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(jié)果如下圖所示：所以有：采用加權(quán)最小二乘估計(jì)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(chǎn)值Y的統(tǒng)計(jì)資料如下表所示。單位：億元年份全社會固定資產(chǎn)投資X工業(yè)增加值Y年份全社會固定資產(chǎn)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(dāng)設(shè)定模型為時(shí)，是否存在序列相關(guān)？（2）若按一階自相關(guān)假設(shè)，試用杜賓兩步法估計(jì)原模型。（3）采用差分形式與作為新數(shù)據(jù)，估計(jì)模型，該模型是否存在序列相關(guān)？解：（1）應(yīng)用Eviews軟件對所設(shè)定的模型進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如下：該回歸方程的DW統(tǒng)計(jì)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(jì)模型：（2.95）（7.49）（6.043）（-1.159）將估計(jì)的代入下面的模型：對上式的OLS估計(jì)的結(jié)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(yàn)的臨界值上下限為，，DW統(tǒng)計(jì)量落在區(qū)間上，根據(jù)DW檢驗(yàn)無法判斷是否存在一階序列相關(guān)。但可根據(jù)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果如下：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為1.553637，而，1.553637<3.84，不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為模型不存在一階序列相關(guān)。因此，估計(jì)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