计量经济学数据word版
例1.3序列T和H分别表示某地区1997年1月至2000年12月的气温和绝对湿度的月平均值序列，数据见表1.2。要求绘制序列H的经验累计分布函数图和它与序列T的QQ 图。
例2.1表2.1是1950—1987年间美国机动车汽油消费量和影响消费量的变量数值。其中各变量表示：qmg—机动车汽油消费量（单位：千加仑）；car—汽车保有量；pmg—机动汽油零售价格；pop—人口数；rgnp—按1982年美圆计算的gnp（单位：十亿美圆）；pgnp—gnp指数（以1982年为100）。以汽油量为因变量，其他变量为自变量，建立一个回归模型。
表2.1（0201） 1950—1987年间美国机动车汽油消费量数据
ls qmg c car pmg pop rgnp pgnp
ls car c pmg pop rgnp pgnp
eqcar
scalar vifcar=1/(1-eqcar.@R2) （vifcar是方差扩大因子）同时工作表中产生vifcar=229.1862
方差扩大因子只要有一个超过10，说明存在多重共建性
检验零假设H0：car对qmg的影响不重要
在主窗口输入eq01.testdrop car
3．多重共建性处理方法：
2．
3。差分法
其中算子：ls qmg-qmg(-1) car-car(-1) pmg-pmg(-1) pop-pop(-1) rgnp-rgnp(-1) pgnp-pgnp(-1)
ls qmg c qmg(-1) car pmg pmg(-1) pop pop(-1) rgnp rgnp(-1) pgnp pgnp(-1)
Qmg t=qmg t-1+0543292cart-0.543292car t-1
Ls qmg-eq02.@coefs(1)*qmg(-1) c car-eq02.@coefs(1)*car(-1) pmg-eq02.@coefs(1)*pmg(-1) pop-eq02.@coefs(1)*pop(-1) rgnp-eq02.@coefs(1)*rgnp(-1) pgnp-eq02.@coefs(1)*pgnp(-1)
Scalar beta0=eq04.@coefs(1)/(1-eq02.@coefs(1)) 得beta0=75541509.38 回归模型为 Qmg=75541509.38+1.4390*car-…… White 检验 打开equation view-
例2.2为研究采取某项保险革新措施的速度y 与保险公司的规模x1和保险公司类型的关系，选取下列数据：y —一个公司提出该项革新直至革新被采纳间隔的月数，x1—公司的资产总额（单位：百万元），x2—定性变量，表示公司类型：其中1表示股份制公司，0表示互助公司。数据资料见表2.5。
要建立的模型：
i i i i x x y εβββ+++=22110
得到模型为
y=33.87407-0.101742*x1+8.055469*x2
差分回归方程：
t t x y ?=?*65.0
即
1165.065.0---=-t t t t x x y y
即
1165.065.0---+=t t t t x x y y
消除自相关的模型：
qmg=75541509.38+1.4390*car-10354749*pmg-503.50*pop-5290.80*rgnp-565089.4*pgnp
某市楼盘销售价格及相关情况的抽样调查表，其中建筑类别分别用1、2、3、4表示多层、多层别墅、小高层、高层；交通状况综合分、物业管理综合分、周边配套等级是通过对居民用户的问卷调查平均而得。
1.Y关于X1、X2、X3、X4和X5的回归方程；
2.对回归方程和解释变量做显著性检验；
3.当X1=4，X2=8，X3=7，X4=36%，X5=8时，对楼盘的均价进行预测。
例3.1表3.3是某企业在16个月度的产品产量和单位成本资料，研究二者关系。
表3.3 （0301）某企业某产品产量和单位成本资料
月度序号obs产量（台）x单机位成本（元/台）y 14300346.23
24004343.34
34300327.46
45016313.27
55511310.75
65648307.61
75876314.56
86651305.72
96024310.82
106194306.83
117558305.11
127381300.71
136950306.84
146471303.44
156354298.03
168000296.21
为了明确产量和单机成本是何种关系，先绘制散点图。
genr lx=log(x)
genr ly=log(y)
ls ly c lx
ls log(y) c log(x)
log(y)=c(1)+c(2)*log(x)
双曲线模型： y=a+b/x
对数曲线模型：y=a+blnx
双对数曲线模型： lny=a+lnx
在自变量个数K=1，样本量n=16，在显著性水平 =0.01下，d L=0.84，d u=1.00，此时有D．W=1.151568
D．W=1.115981
D．W=1.156127
均有d u=1.0≤D．W=1.151568≤4- d u=3
说明三种模型来描述x与y的关系都比较好。
例3.2 根据例3.1中数据，用非线性最小二乘法建立成本函数模型
例3.3粮食产量通常由粮食生产劳动力（L）、化肥施用量（K）等因素决定。表3.8是我国粮食生产的有关数据（由于粮食生产劳动力不易统计，假定它在农业劳动力中的比例是一定的，故用农业劳动力的数据代替），研究其间关系，建立Cobb—Douglas生产函数模型。
生产的产出量与投入要素之间并不简单地满足线性关系，通常讨论的生产函数，都是以非线性的形式出现。Cobb—Douglas生产函数模型为
Y=aL b K1-b（3.2.4）
Y=c(1)*l^c(2)*k^(1-c(2))
Y=c(1)*l^c(2)*k^(1-c(2))
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1)0.4742530.03618413.106620.0000
C(2)0.7635520.01754143.529600.0000
R-squared0.945223Mean dependent var40114.73 Adjusted R-squared0.942941S.D. dependent var7222.666
S.E. of regression1725.278
Akaike info
criterion17.81797
Sum squared resid71438041Schwarz criterion17.91474
Log likelihood-229.6336
Hannan-Quinn
criter.17.84584
Durbin-Watson stat 1.178765
例4.1我国轿车保有量资料见表4.1
表4.1（0401）1971—1992年我国轿车保有量
根据表绘制时间序列曲线趋势图。
例4.6我国民航客运量数据的季节调整。有关数据见表4.6
例5.4序列Pt是某国1960年至1993年GNP平减指数的季度时间序列。
例5.6表5.4是我国1990年1月至1997年12月工业总产值的月度资料（1990年不变价格），记作IP t，共有96个观测值，对序列IP t建立ARMA模型。
表5.4 1990年1月至1997年12月我国工业总产值单位：亿元
例5.6 表5.4是我国1990年1月至1997年12月工业总产值2资料（1990年不变价格），记作ipt，共有96个观测值，对序列ipt建立ARMA模型。
例6.1表6.1是某水库1998年至2000年各旬的流量、降水量数据。试对其建立多项式分布滞后模型。
计量经济学期末实验报告(得了90多分)
计量经济学实验报告 题目：解析中国通货膨胀问题 专业：经济学 班级：2010271 ：申傲景深 学号：20103340 20103346
计量经济学报告 ——解析中国通货膨胀问题 一、引言 1.问题引入 随着中国加入世界贸易组织，我国对外经贸活动达到了前所未有的规模进出口贸易额大幅度增加，利用外资规模不断扩大，与此相适应我国经济也获得了持续高速的增长。进出口贸易顺差高速增长。到2010年中国进出口29727.6亿美元，同比增长34.7%。其中，出口15779.3亿美元，增长31.3%；进口13948.3亿美元，增长38.7%。进出口货物贸易顺差1831.0亿美元，虽较前两年有所下降但总量还是很高，外汇储备达28473.38亿美元，同时国物价水平飙升CPI指数达到536.1是1978年的5倍多。由于进出口双顺差因素造成的通胀程度越来越重。从历史来看，通货膨胀不仅是宏观经济领域一个永恒话题，而且也是关系到社会、政治稳定的重要问题。按照诺贝尔经济学奖获得者米尔顿·弗里德曼的说法，通货膨胀是一种疾病，一种危险的有时甚至会致命的疾病，如不及时制止会摧毁整个社会。长期以来，对于通货膨胀产生机制及其预测的研究吸引着经济学界的普遍关注。尽管对于消费者而言，任何原因引起的通货膨胀只是意味着日常开支的增加，然而不同原因的通货膨胀对宏观调控者来说则可能具有不同的意义。 前期的专家学者针对通胀问题提出了各种观点，包括： ①萨缪尔森改进的菲利普斯曲线，描述失业和通胀的短期替代关系。这个理论是经验理 论，由实证而来。刚开始我选这个题目就是因为，菲利普斯曲线和奥肯定律一样，它们引用的变量不太完美，比如，潜在GDP，自然失业率，可能在不同的国家地区和体制下会不同，不能作为普适的经济规律。 ②消费过低论，消费过低→储蓄过高→投资过度→经济过热 ③储蓄过多论，企业和政府的高储蓄引发国民储蓄过高→投资过高→由于消费不足导致净 出口扩大→宏观经济失衡 ④投资过多论，依据投资增长率或投资率是否高于某一经验数据来判断我国投资率的高 低。 ⑤外部冲击论，把宏观经济失衡的根源归因于外部经济的冲击，主通过汇率调整、资本输 出等对外政策来恢复宏观经济均衡。 ⑥投资不足论，认为我国宏观经济失衡的根本原因在于投资不足，即没有形成高储蓄下高 投资。由于投资不足形成的投资-储蓄缺口最终反映到出口方面，从而形成顺差压力增大、国际收支失衡。 ⑦需求拉动型通胀，总需求超过总供给，过量的货币追逐少量的商品。 ⑧成本推动型通胀，工资-价格螺旋上升。
计量经济学实证分析-影响人民币汇率变动因素的实证分析汇总
影响人民币汇率变动因素的实证分析 摘要：随着中国经济的高速增长以及贸易顺差的逐年扩大，人民币不断升值，人民币的汇率问题也成为了世界关注的焦点。而影响人民币汇率变动的因素主要包括中国的经济发展状况、国际收支及通货膨胀率等，本文试从理论和实证角度深入分析影响人民币汇率变动的主要因素与汇率变动的关系，通过计量经济学的多种检验方法对之验证分析。 关键字：人民币汇率国际收支 GDP 通胀率外汇储备 当今全球经济一体化背景下，汇率研究不仅是货币金融一个重要的方面，而且在整个宏观经济中都备受关注。在激烈变化的国际国内环境中，汇率是居于核心地位的变量，汇率是一个国家宏观经济的主要调控手段和经济杠杆之一,对国民经济发展起着重要的作用,大多数国家都利用汇率作为促进国际收支平衡、调节货币流通和发展本国经济的主要手段。因此，对影响人民币汇率的因素进行深入透彻的定性分析和定量分析将有助于我们准确预测人民币汇率未来的发展趋势，并制定适用于中国开放经济的汇率、货币政策等经济政策。 一、影响人民币汇率变动的因素 （一）国际收支差额 国际收支变化是决定人民币汇率的重要因素，它是衡量一个国家经济对外开放的主要指标，各国政府对国际收支的状况都非常重视。简而言之，国际收支是一国对外经济活动中的各种收支的总和，而国际收支差额=经常项目收支差额 + 资本往来项目收支差额。它反映了外汇市场供给变化对人民币汇率的影响。一般情况下，国际收支变动决定汇率的中长期走势。随着中国改革开放的不断深入，中国对外经济交往日益频繁，国际收支规模不断扩大。顺差的增大将会抑制人民币的升值。 （二）GDP 近年来国内生产总值快速增长,对人民币汇率的变动有着深远的影响。其影响主要表现在:一是中国经济是以出口为导向的,经济增长促使更多出口产品的生产,扩大贸易差额,进一步加大人民币升值的压力;二是经济增长率高使得我国货币在外汇市场上被看好,人民币在国际市场上的地位增强,促使人民币汇率有上升趋势。 （三）通货膨胀率 通货膨胀是一种货币现象，指货币发行量超过流通中实际所需要的货币量而引起的货币贬值现象。通货膨胀率的高低是影响汇率变化的基础性因素，如果一国的货币发行过多，流通中的货币量超过了商品流通过程中的实际需求，就会造成通货膨胀。通货膨胀使一国的货币在国内购买力下降，使货币对内贬值，在其他条件不变的情况下，货币对内贬值，必然引起对外贬值。若中国的通货膨胀率相对美国的通货膨胀率上升，人民币的相对币值也就是说其购买力在下降，人民币升值的压力将缓解。相反若美国的通货膨胀率高于中国的通货膨胀率，则美元
计量经济学期末考试题库及答案
计量经济学题库 、单项选择题（每小题1分） 1．计量经济学是下列哪门学科的分支学科（C）。 A．统计学B．数学C．经济学D．数理统计学 2．计量经济学成为一门独立学科的标志是（B）。 A．1930年世界计量经济学会成立B．1933年《计量经济学》会刊出版 C．1969年诺贝尔经济学奖设立D．1926年计量经济学（Economics）一词构造出来 3．外生变量和滞后变量统称为（D）。 A．控制变量B．解释变量C．被解释变量D．前定变量4．横截面数据是指（A）。 A．同一时点上不同统计单位相同统计指标组成的数据B．同一时点上相同统计单位相同统计指标组成的数据 C．同一时点上相同统计单位不同统计指标组成的数据D．同一时点上不同统计单位不同统计指标组成的数据 5．同一统计指标，同一统计单位按时间顺序记录形成的数据列是（C）。 A．时期数据B．混合数据C．时间序列数据D．横截面数据6．在计量经济模型中，由模型系统内部因素决定，表现为具有一定的概率分布的随机变量，其数值受模型中其他变量影响的变量是（ B ）。 A．内生变量B．外生变量C．滞后变量D．前定变量7．描述微观主体经济活动中的变量关系的计量经济模型是（A ）。 A．微观计量经济模型B．宏观计量经济模型C．理论计量经济模型D．应用计量经济模型 8．经济计量模型的被解释变量一定是（ C ）。 A．控制变量B．政策变量C．内生变量D．外生变量9．下面属于横截面数据的是（ D ）。 A．1991－2003年各年某地区20个乡镇企业的平均工业产值 B．1991－2003年各年某地区20个乡镇企业各镇的工业产值 C．某年某地区20个乡镇工业产值的合计数D．某年某地区20个乡镇各镇的工业产值 10．经济计量分析工作的基本步骤是（ A ）。 A．设定理论模型→收集样本资料→估计模型参数→检验模型B．设定模型→估计参数→检验模型→应用模型 C．个体设计→总体估计→估计模型→应用模型D．确定模型导向→确定变量及方程式→估计模型→应用模型 11．将内生变量的前期值作解释变量，这样的变量称为（ D ）。 A．虚拟变量B．控制变量C．政策变量D．滞后变量12．（ B ）是具有一定概率分布的随机变量，它的数值由模型本身决定。 A．外生变量B．内生变量C．前定变量D．滞后变量 13．同一统计指标按时间顺序记录的数据列称为（ B ）。 A．横截面数据B．时间序列数据C．修匀数据D．原始数据 14．计量经济模型的基本应用领域有（ A ）。 A．结构分析、经济预测、政策评价B．弹性分析、乘数分析、政策模拟 C．消费需求分析、生产技术分析、D．季度分析、年度分析、中长期分析 15．变量之间的关系可以分为两大类，它们是（ A ）。 A．函数关系与相关关系B．线性相关关系和非线性相关关系
计量经济学
[摘要] 人民币汇率制度改革经历了四个阶段，即：人民币从单一汇率到复汇率再到单一汇率的演变（1979——1984年）；官方牌价与外汇调剂价格并存，向复汇率回归（1985——1993）；实行有管理的浮动汇率制（1994——2005年6月）；建立以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度（2005年七月至今）。08年经济危机以来，人民币汇率越来越引起全球人们的关注。 [关键词] 人民币汇率外币 [引言] 为了简要探讨我国现在实行的一篮子货币汇率形成机制的问题，如何确定各个货币的汇率权重是十分重要的。通过分析篮子里的外币之间汇率的关系，测算一篮子货币的配置从而得出各个货币所对应的我国外汇储备规模。 一、实验数据与模型 人民币与我们的生活息息相关，人民币汇率的波动时时刻刻影响着生活的各个方面。经济危机以来人民币面临升值的压力，人民币的升值会给我们的生活带来一系列的影响，如出口受阻失业人数增加，进口商品价格优势增加等等。人民币与美元、港元、日元、欧元之间的汇率存在什么样的关系呢？需要通过具体数据模型分析。搜集数据如下表： 表1 人民币汇率(年平均价)单位：人民币元 年份100美元100日元100港元100欧元 1985 293.66 1.2457 37.57 - 1986 345.28 2.0694 44.22 _ 1987 372.21 2.5799 47.74 - 1988 372.21 2.9082 47.70 - 1989 376.51 2.7360 48.28 - 1990 478.32 3.3233 61.39 - 1991 532.33 3.9602 68.45 - 1992 551.46 4.3608 71.24 - 1993 576.20 5.2020 74.41 - 1994 861.87 8.4370 111.53 - 1995 835.10 8.9225 107.96 - 1996 831.42 7.6352 107.51 - 1997 828.98 6.8600 107.09 - 1998 827.91 6.3488 106.88 - 1999 827.83 7.2932 106.66 - 2000 827.84 7.6864 106.18 - 2001 827.70 6.8075 106.08 -
计量经济学人民币和汇率的实证分析
我国外汇储备与人民币汇率关系的实证分析 ---以美元与人民币为例摘要：自2007年以来我国人民币的汇率长期处于上升状态，以前人民币对美元的汇率还维持在8:1的水平，而如今却已经超过6:1。此中原因有很多，本文从我国的外汇储备与人民币汇率（美元兑人民币）的关系这一角度运用计量经济学的方法进行实证分析。 关键词：计量经济学外汇储备人民币汇率 一、问题的提出 外汇储备是指一国政府所持有的国际储备资产中的外汇部分，即一国政府保有的以外币表示的债权。是一个国家货币当局持有并可以随时兑换外国货币的资产。外汇储备是一个国家国际清偿力的重要组成部分，同时对于平衡国际收支、稳定汇率有重要的影响。根据国家统计局公布的统计数据, 伴随国际收支双顺差发展，我国经济进入了快速发展的轨道，由于进出口贸易额的快速增长、国际收支中经常项目与资本和金融项目持续双顺差、人民币升值预期以及国际热钱流入等诸多因素的影响，我国外汇储备规模增长迅速。回顾我国外汇储备的发展变化：1996 年底，我国外汇储备首次突破1000 亿美元大关，此后四年，储备增加速度基本平稳。从2000 年开始，我国外汇储备开始呈现快速增长趋势。2005 年末增至8188.72 亿美元，居全
球第二位。2006 年2 月底，中国外汇储备总体规模赶超日本，一跃成为世界第一大外汇储备国。根据最新数据，截至2014年9月31日，我国的外汇储备规模达到了38877亿美元。那么到底我国的外汇储备对人民币汇率的影响到底有多大呢？ 二、数据的收集 表一
数据来源：中华人民共和国国家统计局网站 三、模型的建立 图一 通过对数据的观察，根据搜集的2012年1月份到2014年8月份的统计数据建立模型。模型表达式为： y t=β0+β1x t+μi 其中，y t代表外汇储备，x t代表是一美元折合为人民币的汇率，β0代表常数项，β1代表汇率变化的权数，μi表示随机误差项。四、参数估计 Dependent Variable: RATE Method: Least Squares Date: 12/20/14 Time: 12:45 Sample: 2012:01 2014:08 C 7.146736 0.078935 90.53975 0.0000
斯托克,沃森计量经济学第七章实证练习stata
E7.2 E7.3 E7.4
-------------------------------------------- (1) (2) ahe ahe -------------------------------------------- age 0.605*** 0.585*** (15.02) (16.02) female -3.664*** (-17.65) bachelor 8.083*** (38.00) _cons 1.082 -0.636 (0.93) (-0.59) （表2）Robust ci in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 -------------------------------------------- N 7711 7711 -------------------------------------------- t statistics in parentheses * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01 (表1) （1） 建立ahe 对age 的回归。截距估计值是1.082，斜率估计值是0.605。 （2） ①建立ahe 对age ，female 和bachelor 的回归。Age 对收入的效应的估计值是0.585。 ② age 回归系数的95%置信区间： (0.514，0.657) （3） 设H 0:βa,（2）-βa,（1）=0 H1:βa,（2）-βa （1）≠0 由表3，得SE ，SE(βa,（2）-βa,（1）)=√（0.0403）2+(0.0365)2=0.054 t=（0.605-0.585）/0.054=0.37<1.96 所以不拒绝原假设，即在5%显著水平下age 对ahe 的效应估计没有显著差异，所以（1）中的回归没有遭遇遗漏变量偏差。 （4） B ob’s predicted ahe=0.585×26-3.664×0+8.083×0-0.636=＄14.574 Alexis ’s predicted ahe=0.585×30-3.664×1+8.083×1-0.636=＄21.333 VARIABLES ahe age 0.585*** (0.514 - 0.657) female -3.664*** (-4.071 - -3.257) bachelor 8.083*** (7.666 - 8.500) Constant -0.636 (-2.759 - 1.487) Observations 7,711 R-squared 0.200
计量经济学报告
计量经济学期末考试试题 1．结合自己的专业收集相关实际数据，作一个多元线性回归的计量经济学模型，要求：（1）用eviews进行参数估计，写出多元线性回归的数学模型； （2）进行拟合优度检验，方程的显着性检验和变量的显着性检验； （3）作异方差检验，用加权最小二乘法重新估计模型，与(1)的模型作对比和评价；（4）作序列相关检验，用广义最小二乘法或广义差分法重新估计模型，与(1)和(2)的模型作对比和评价； （5）做多重共线性检验，如果存在多重共线性则消除多重共线性，与前面的模型作对比和评价； （6）分别用前述3个模型进行点预测和区间预测，对预测结果作适当评价。 2．结合实际问题，收集相关数据，作Ganger因果关系分析。 3．收集实际数据，作一个带虚变量回归的计量经济学分析和预测。 研究问题： （居民消费价格指数）的数值高低，一方面取决于各个类别中每一规格品种的价格变化；另一方面取决于CPI的构成，即各个类别在CPI中所占的权重。本文研究了CPI与城市居民消费价格指数与农村居民消费价格指数及商品零售价格指数间的关系，旨在探究出是城市居民还是农村居民或商品零售价格对于CPI的贡献。因此，当前背景下对CPI的深度分析，确定其影响因素，保持CPI稳定显得十分重要。本文期望通过实证模型分析出影响我国CPI的主要因素，并通过结论提出合理化建议。下面给出了2005年-2015年数据，其数据来源与《中国统计年鉴》。 ②进行拟合优度检验，方程的显着性检验和变量的显着性检验； ③作异方差检验，用加权最小二乘法重新估计模型，与(1)的模型作对比和评价； ④作序列相关检验，用广义最小二乘法或广义差分法重新估计模型，与(1)和(2)的
计量经济学
关于我国保费收入影响因素实证分析 摘要：本文是根据我国保险业的现状，想从计量经济学的角度来分析一下保险费收入与GDP、城乡居民人民币储蓄存款、人口数之间的关系。根据经济学原理，在模型中引入了三个解释变量GDP、城乡居民人民币储蓄存款、人口数。 关键词;保费收入人均 GDP 城乡居民人民币储蓄存款人口数一、模型设定 为了分析我国保费收入与其经济因素之间的关系，我选择了“保费收入”为被解释变量，选择“GDP”、“城乡居民人民币储蓄存款”、“人口数”为解释变量。 设定如下形式的计量经济模型： Y=1β+2β2X+3β3X +4β4X+μt 其中，Y为保费收入， X为GDP，3X为城乡居民人民币储蓄存款， 2 X为人口数 4 为估计模型参数，从《中国统计年鉴2010年》收集到我国居民从1993-2009年的GDP、城乡居民人民币储蓄存款、人口数等数据。 数据如下：
二、估计参数 利用Eviews 软件，生成Y 、2X 、3X 、4X 等数据，采用这些数据对模型进行OLS 回归，结果如下： OLS 回归结果
Y＝1.30E+08 ＋ 0.009532t X2+ 0.040795 t X3 - 1171.575t X4 t (59269620) (0.008300) (0.012065)
（486.1966） t ＝（2.190054） （1.148342） （3.381320） （-2.409674） 2 R ＝0.990833 2 R ＝0.988717 F ＝468.3678 DW=1.100120 经济意义检验:GDP 每增长1万元，保费收入增长0.009532万元；城乡居民人民币储蓄存款每增长1万元，保费收入就增长0.040795万元。 拟合优度检验：从回归的结果来看，2R ＝0.990833，修正的2R ＝0.988717，这说明模型对样本的拟合很好。 F 检验：针对0H ：2β＝3β＝4β＝0，给定的显著性水平α＝0.05， 在F 分布表中查出自由度为k －1＝3和n －k ＝12的临界值αF ，由回归结果中得到的F 明显大于αF ，应拒绝原假设H 0：2β＝3β＝4β＝0，说明回归方程显著，即“GDP ”“城镇居民储蓄存款”“人口数”等变量联合起来确实对“保费收入”有显著影响。 t 检验：分别针对0 H ：j β＝0（j =1，2，3，4），给定的显著性 水平α＝0.05，在t 分布表中查出自由度为n －k =12的临界值2/αt （n －k ）＝2.179。由回归结果中的数据可得， 与1 ?β、2 ?β、3?β、4 ?β对应 的t 统计分别为2.190054、1.148342、3.38132、-2.409674，其绝对值除1.148342外都大于2/αt （n －k ）＝2.179，这说明在显著性水平 α ＝0.05下，当在其他解释变量不变的情况下，解释变量“ 城乡居
计量经济学数据分析
计量经济学数据分析
计量经济学数据分析 学院：管理与经济学院 专业：技术经济及管理 姓名：葛文 学号：20808172
分析中国经济发展对中国股票市场的影响 本文通过分析2000年到2007年各月股票市场流通市值（value ），成交金额(turnover)，GDP 现价和居民储蓄(saving)的相关数据，试图分析我国经济发展对股票市场的影响。数据来源为CCFR 数据库和证监会网站。具体分析如下： 一、绘制四个数据变量的线性图，查看2000年到2007年他们各自的走势。 5000 1000015000 20000250002000200120022003200420052006GDP 4000060000 80000 100000 120000 140000 160000 180000 2000200120022003200420052006SAVING 10000 20000 30000 40000 50000 60000 2000200120022003200420052006turnover 01000020000300004000050000600002000200120022003200420052006value 二、采用最小二乘法（ＯＬＳ）进行分析
回归表达式：gdp=10433.48+0.191218*turnover 其中：Prob低于0.05，说明对应系数显著不为零；R2=0.195641，说明拟合程度一般；Prob（F-statistic）=0.000013<0.05，说明至少有一个解释变量的回归系数不为零。 回归表达式：gdp=8470.567+0.196853*value 其中：Prob低于0.05，说明对应系数显著不为零；R2=0.154730，说明拟合程度一般；Prob（F-statistic）=0.000125<0.05，说明至少有一个解释变量的回归系数不为零。
斯托克、沃森着《计量经济学》第九章
Chapter 9. Assessing Studies Based on Multiple Regression 9.1 Internal and External Validity Multiple regression has some key virtues: ?It provides an estimate of the effect on Y of arbitrary changes ΔX. ?It resolves the problem of omitted variable bias, if an omitted variable can be measured and included. ?It can handle nonlinear relations (effects that vary with the X’s)
Still, OLS might yield a biased estimator of the true causal effect. A Framework for Assessing Statistical Studies Internal and External Validity ?Internal validity: The statistical inferences about causal effects are valid for the population being studied.
?External validity: The statistical inferences can be generalized from the population and setting studied to other populations and settings, where the “setting” refers to the legal, policy, and physical environment and related salient features.
计量经济学题目及答案
三、判断题（判断下列命题正误，并说明理由） 1、简单线性回归模型与多元线性回归模型的基本假定是相同的。 2、在模型中引入解释变量的多个滞后项容易产生多重共线性。 3、D-W 检验中的D-W 值在0到4之间，数值越小说明模型随机误差项的自相关度越小，数值越大说明模型随机误差项的自相关度越大。 4、在计量经济模型中，随机扰动项与残差项无区别。 5、在经济计量分析中，模型参数一旦被估计出来，就可将估计模型直接运用于实际的计量经济分析。 6、线性回归模型意味着因变量是自变量的线性函数。 7、多重共线性问题是随机扰动项违背古典假定引起的。 8、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型，引入虚拟变量的个数与样本容量大小有关。 9、双变量模型中，对样本回归函数整体的显著性检验与斜率系数的显著性检验是一致的。 10、如果联立方程模型中某个结构方程包含了所有的变量, 则这个方程不可识别。 11、在实际中，一元回归没什么用，因为因变量的行为不可能仅由一个解释变量来解释。 12、多重共线性问题是随机扰动项违背古典假定引起的 13、在异方差性的情况下，常用的OLS 法必定高估了估计量的标准误。 14、虚拟变量只能作为解释变量。 15、随机扰动项的方差与随机扰动项方差的无偏估计没有区别。 16、经典线性回归模型（CLRM ）中的干扰项不服从正态分布的，OLS 估计量将有偏的。 17、虚拟变量的取值只能取0或1。 18、拟合优度检验和F 检验是没有区别的。 19、联立方程组模型不能直接用OLS 方法估计参数。 20、双变量模型中，对样本回归函数整体的显著性检验与斜率系数的显著性 检验是一致的； 21、多重共线性问题是随机扰动项违背古典假定引起的。 22、在模型 t t t t u X X Y +++=33221βββ的回归分析结果报告中，有 23.263489=F ，000000 .0=值的p F ，则表明解释变量 t X 2 对 t Y 的影响 是显著的。 23、结构型模型中的每一个方程都称为结构式方程，结构方程中，解释变量只可以是前定变量。 24、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型，引入虚拟变量的个数与模型有无截距项无关。
计量经济学数据建模分析
计量经济学数据建模分析 一、研究意义 试找出对外承包合同金额和外汇储备量二者与实际利用外资情况之间的关系，特此搜集了1985年至2011年的相关数据，来进一步分析三者的关系，即对外承包合同金额和外汇储备量对于实际利用外资情况有何影响。 二、计量模型分析 （一）变量的选取 影响实际利用外资情况的变量很多，在此只通过对外承包合同金额和外汇储备量这两个变量来进行分析影响实际利用外资情况的因素。 （二）理论模型的建立 建立一个二元的线性回归模型，即Y=β 0+β 1 X 1 +β 2 X 2 +μ Y：实际利用外资情况； X 1 ：对外承包工程合同金额； X 2 ：外汇储备量。 通过这个建模来分析对外承包合同金额和外汇储备量对于实际利用外资情况的影响。 （三）数据收集 该数据选自于中国国家统计局的统计年鉴，并按照时间序列进行排列，数据完整、精准、可靠。 年份对外承包工程合同金额外汇储备量实际利用外资情况1985 11.16 26.44 47.60 1986 11.89 20.72 76.28 1987 16.48 29.23 84.52 1988 18.13 33.72 102.26 1989 22.12 55.50 100.60 1990 26.04 110.93 102.89 1991 36.09 217.12 115.54 1992 65.85 194.43 192.03 1993 68.00 211.99 389.60 1994 79.88 516.20 432.13 1995 96.72 735.97 481.33 1996 102.73 1050.29 548.05
斯托克计量经济学课后习题实证答案
P ART T WO Solutions to Empirical Exercises
Chapter 3 Review of Statistics Solutions to Empirical Exercises 1. (a) Average Hourly Earnings, Nominal $’s Mean SE(Mean) 95% Confidence Interval AHE199211.63 0.064 11.50 11.75 AHE200416.77 0.098 16.58 16.96 Difference SE(Difference) 95% Confidence Interval AHE2004 AHE1992 5.14 0.117 4.91 5.37 (b) Average Hourly Earnings, Real $2004 Mean SE(Mean) 95% Confidence Interval AHE199215.66 0.086 15.49 15.82 AHE200416.77 0.098 16.58 16.96 Difference SE(Difference) 95% Confidence Interval AHE2004 AHE1992 1.11 0.130 0.85 1.37 (c) The results from part (b) adjust for changes in purchasing power. These results should be used. (d) Average Hourly Earnings in 2004 Mean SE(Mean) 95% Confidence Interval High School13.81 0.102 13.61 14.01 College20.31 0.158 20.00 20.62 Difference SE(Difference) 95% Confidence Interval College High School 6.50 0.188 6.13 6.87
计量经济学论文
计量经济学课 程论文 中国进出口总额的影响因素分析 学生姓名：赵琛 学号： 系部：经济与管理系 专业：国际经济与贸易 二〇一六年六月 中国进出口总额的影响因素分析 摘要： 随着中国经济的高速增长，中国进出口总额也快速增长，但是影响其增速的因素有很多，因此，本文在相关理论研究的基础上，用Eview软件处理数据，采取计量经济学的分析方法，对影响中国进出口总额的影响因素进行实证分析。研究我国进出口总额与人民币对美元汇率，国内生产总值（GDP）,全社会固定资产投资，实际利用外资额以及外汇储备的关联。通过多元回归分析来验证其关系，并基于实证分析的结果，提出相应对策或建议。 关键词：进出口总额，GDP，人民币对美元汇率，全社会固定资产投资 1.引言
进出口总额占GDP的比例从1995年的38.36%上升到了2014年的41.55%，虽然增加的百分比不高，但是进出口值从1995年的2808.60亿美元增加到2004年的43015.27亿美元，大致在20年里翻了15倍。很显然，对外贸易的发展对中国经济发展起到了不可低估的作用。但是，越来越高的进出口贸易的增长，直接的结果就是我国外贸依存度的迅速攀升，这在一定程度上造成国民经济的过分对外依赖,国际经济形式的风云变幻在一等程度上会严重 影响我国的经济发展。 从目前的理论的研究来看，影响我国进出口发展的因素主要有人民币对美元汇率，国内生产总值，全社会固定资产投资，实际利用外资额，外汇储备等。因此，本文通过构建计量经济模型，对以上因素与进出口总额的关系进行实证研究，对它们之间的关系进行验证。 2.理论基础 2.1理论模型 建立回归模型如下： 其中，进出口总额为被解释变量Y, 人民币对美元汇率(美元=100)(元)为解释变量X2，国内生产总值为解释变量X3，全社会固定资产投资为解释变量X4，实际利用外资额为解释变量X5，外汇储备为解释变量X6。为准确计算，将以上除人民币对美元汇率以外的五个变量单位统一为（亿美元）。以下是各个影响因素对进出口总额的影响原理： 1人民币对美元汇率——X2，汇率变动对进出口贸易的影响有很多解释，这里主要从其一般性的原理和政策性方面加以阐述。 一般情况下，如果人民币对外升值，以外币表示的中国出口产品的价格将上升，这将会削弱中国产品在国际市场上的竞争能力，导致出口减少，出口总额下降。反之，如果人民币对外贬值，以外币表示的中国出口产品的价格将下降，这样就能增强中国产品的竞争力，使得出口增加，出口总额上升。 再有,1994年实施的汇率并轨，国内银行挂牌的美元兑人民币的年平均汇率从1993年的5.7620元骤升至8.6187元,人民币大幅度的贬值对出口产生巨大影响，使外贸依存度
《计量经济学》第5章数据#(精选.)
《计量经济学》各章数据 第5章自相关性 例5.3.1中国城乡居民储蓄存款模型(自相关性检验)。表5.3.1列出了我国城乡居民储蓄存款年底余额(单位：亿元)和GDP指数(1978年=100)的历年统计资料，试建立居民储蓄存款模型，并检验模型的自相关性。 表5.3.1 我国城乡居民储蓄存款与GDP指数统计资料
5.5 案例分析：中国商品进口模型 商品进口是国际贸易交往的一种常用形式，对进口国来说，其经济发展水平决定商品进口情况。这里，研究我国进口商品IM 与国内生产总值GDP 的关系。有关数据见表5.5.1。试建立中国商品进口模型。 表5.5.1 1989-2006年我国商品进口与国内生产总值数据（亿元） 思考与练习 10. 表1给出了美国1958-1969年期间每小时收入指数的年变化率（y ）和失业率（x ） 请回答以下问题： (1)估计模型t t t u x b b y ++=1 1 0中的参数10,b b (2)计算上述模型中的DW 值。 (3)上述模型是否存在一阶段自相关？如果存在，是正自相关还是负自相关？ (4)如果存在自相关，请用DW 的估计值估计自相关系数ρ。 (5)利用广义差分法重新估计上述模型。自相关问题还存在吗？ 表1 美国1958-1969年每小时收入指数变化率和失业率
11．考虑表2中所给数据： 表2 美国股票价格指数和GNP 数据 注：y-NYSE 10亿美元） (1)利用OLS 估计模型：t t t u x b b y ++=10 (2)根据DW 统计量确定在数据中是否存在一阶自相关。 (3)如果存在一阶自相关，用DW 值来估计自相关系数ρ ?。 (4)利用估计的ρ ?值，用OLS 法估计广义差分方程： t t t t t v x x b b y y +-+-=---)?()?1(?1101ρρρ (5)利用一阶差分法将模型变换成方程： t t t t t v x x b y y +-=---)(111，或：t t t v x b y +?=?1 的形式，并对变换后的模型进行估计。比较(4)、(5)的回归结果，你能得出什么结论？在变换后的模型中还存在自相关吗？
斯托克,沃森计量经济学第四章实证练习stata操作及答案
E4.1 E4.2 E4.3 E4.4
E4.1 VARIABLES ahe age 0.605 (0.0245) Constant 1.082 (0.688) Observations 7,711 R-squared 0.029 Robust standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 1. ① 截距估计值estimated intercept: 1.082 ② 斜率估计值estimated slope: 0.605 回归方程：ahe= 1.082+0.605*age ③ 当工人年长 1 岁，平均每小时工资增加0.605 美元。 2. Bob: 0.605*26+1.082=16.812 （美元） Alexis: 0.605*30+1.082=19.232 （美元） 答：预测Bob 的收入为每小时16.812美元，Alexis为19.232 美元。 3. 年龄不能解释不同个体收入变化的大部分。因为R-squared 反映了因变量的 全部变化能通过回归关系被自变量充分解释的比例，而分析得R-squared 的值为0.029，解释度低，说明年龄不能解释不同个体收入变化的大部分
E4.1 (0.0449) Observations 463 R-squared 0.036 Robust standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 ① 截距估计值： 3.998 斜率估计值： 0.133 回归方程： Course_Eval=3.998+0.133*beauty lave_esruo 0a u ty a e 1. 答：两者看上去有微弱的正相关关系 2. VARIABLES course eval beauty Constant 0.133 (0.0550) 3.998
计量经济学试卷
, )2很大 或R F 6、DW检验中要求有假定条件，在下列条件中不正确的是（） A．解释变量为非随机的 B. 随机误差项为一阶自回归形式 C．线性回归模型中不应含有滞后内生变量为解释变量 D. 线性回归模型为一元回归形式 7、广义差分法是（）的一个特例 A.加权最小二乘法 B.广义最小二乘法 C.普通最小二乘法 D.两阶段最小二乘法 8、在下例引起序列自相关的原因中，不正确的是（） A.经济变量具有惯性作用 B.经济行为的滞后性 C.设定偏误 D.解释变量之间的共线性 9、假设估计出的库伊克模型如下： 916 .1 143 897 .0 ) 91 . 11 ( ) 70 .4( ) 6521 .2 ( 76 .0 35 .0 9.6 ? 2 1 = = = - = + + - = - DW F R t Y X Y t t t 则（） A.分布滞后系数的衰减率为0.34（0.76） B.在显著性水平05 .0 = α下，DW检验临界值为3.1 = l d，由于3.1 916 .1= < = l d d，据此可以推断模型扰动项存在自相关 C.即期消费倾向为0.35，表明收入每增加1元，当期的消费将增加0.35元 D.收入对消费的长期影响乘数为 1-t Y的估计系数0.76 10.虚拟变量( ) A.主要来代表质的因素，但在有些情况下可以用来代表数量因素 B.只代表质的因素 C.只代表数量因素 D.只代表季节影响因素 11、若想考察某两个地区的平均消费水平是否存在显著差异，则下列那个模型比较适合（Y 代表消费支出；X代表可支配收入；D2、D3表示虚拟变量）（） A. i i i u X Y+ + =β α B. i i i i i X D X Yμ β β α+ + + =) ( 2 2 1 1 C. i i i i i X D D Yμ β α α α+ + + + = 3 3 2 2 1 D. i i i i X D Yμ β α α+ + + = 2 2 1 12、逐步回归法既检验又修正了（） A．异方差性 B.自相关性 C．随机解释变量 D.多重共线性
斯托克、沃森着《计量经济学》第六章
Chapter 6. Linear Regression with Multiple Regressors 6.1 Omitted Variable Bias（遗漏变量偏差） OLS estimate of the Test Score/STR relation: n TestScore= 698.9 – 2.28×STR, R2 = .05, SER = 18.6 (10.4) (0.52) Is this a credible estimate of the causal effect on test scores of a change in the student-teacher ratio? 1
No: there are omitted confounding factors (family income; whether the students are native English speakers) that bias the OLS estimator: STR could be “picking up” the effect of these confounding factors. 2
Omitted Variable Bias The bias in the OLS estimator that occurs as a result of an omitted factor is called omitted variable bias. For omitted variable bias to occur, the omitted factor “Z” must be: 1.a determinant of Y; and 2.correlated with the regressor X. 3
计量经济学——《国内生产总值分析——支出法》
2008－2009第二学期 计量经济学大作业 大作业名称：国内生产总值分析——支出法 组长： 学号： 0061755 姓名：黄文雯专业：国际经济与贸易成员： 学号： 0061981 姓名：于海秋专业：经济学 学号：姓名：专业： 选课班级： A01 任课教师：徐晔成绩： 评语: 本小组通过结合最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口的支出法分析了08年的国内生产总值，通过之间的关系建立了模型，并进行了经济检验。通过本次作业，能够很好的运用EVIEWS进行分析，总体表现不错。 教师签名：批阅日期：
摘要 本文研究的是影响2008年国内生产总值的因素，通过对2008年最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口资料的分析，以了解中国国内生产总值的结构、规模及演变的新特点，并探讨影响中国国内生产总值的各因素，运用Eviews软件和OLS分析法对2008年的这些数据进行分析，通过进行一系列的检验，最终找出中国国内生产总值与主要影响要素之间的关系。 关键词：支出法国内生产总值
目录 一、引言 (3) 二、分析国内生产总值——支出法 (4) 1、数据采集 (4) 2、模型的设定 (6) （1）设立如下回归模型： (6) （2）参数估计模型 (6) 三、计量经济检验 (7) 1、序列相关性检验 (7) （1）图示法检验 (7) （2）White检验法 (8) 2、序列相关性检验 (10) 3、多重共线性检验: (10) 四、总结 (12) 1、基础资料的缺口造成季度支出法GDP核算的范围不全... - 12 - 2、支出项目分类过粗 ................................................................. - 13 - 3、缺少与季度支出法GDP核算相配套的价格指数 ................. - 13 -