计量学基础案例整合
【案例一】在对某计量检定机构评审时，评审员在检定温度计的实验室墙上看到两张同一温度标准器的修正值表，其数据不尽相同。评审员问检定人员：在进行检定时怎样使用这两张修正值表。检定人员告之，两张中有一张是标准器今年检定后的修正值表，另一张是去年检定后的修正值表，我们只使用今年的修正值表，去年的那一张已经不用了。评审员抽查了该标准器今年检定以后的检定、校准原始记录，发现在使用这个标准器时有的用的是今年的修正值.而有的却用了去年的修正值。
【案例分析】依据JJF1069-2007《法定计量检定机构考核规范》6.4.11节规定："当检定或校准产生了一组修正因子时，机构应有程序确保其所有备份(例如计算机软件中的备份)得到正确更新。"计量标准器在检定或校准后，设备保管人和使用人应用新的修正值替换旧的修正值。上述案例中，由于去年和今年检定后的两张修正值表同时存在，以至发生了混淆，出现了检定、校准工作中错用修正值的情况。为保证检定、校准结果的准确可靠，必须重视修正值的正确使用。应及时用计量标准器经检定、校准后产生的新的修正值替换旧的修正值，以免误用。该温度计检定室人员应立即对新的修正值表加盖受控章，并从墙上取下旧的修正值表盖上作废章，然后对今年标准器检定后使用此修正值进行检定、校准的原始记录全部给以核对，凡错用了修正值的，一律改正，重新出具证书，并如实通知客户，为客户更换正确的证书。该室还应针对这一问题修订有关仪器设各维护保养的作业指导书，将有关修正值及时替换的内容补充进去。
【案例二】一天早晨，检定人员老张在检定一件计量器具之前，对需要使用的计量标准器进行例行的加电检查时，发现标准器没有了数字显示。他打开该计量标准器的使用记录，未见最近的使用记录和设备状态的记载。老张记得昨天见过本组的小李曾使用过这台设各，于是向小李询问。小李说昨天操作时不小心过载了，以后设备就没有数字显示了。老张问小李为什么不向组长报告，也不在该设备使用记录上记载。小李说他很害怕，想悄悄地找个人把设备修好。小李是刚到本单位一个月的新职工，还未受过系统的培训。由于最近工作量很大，组里人手不够，很多检定工作，组长就叫小李去做了。
【案例分析】设备的状况对检定、校准结果的正确与否十分重要。一旦出现设各故障，必须按规定的程序进行处理，保证设备在修复后经检定、校准合格才能使用。小李没有记录，也不报告，还想悄悄找人修好的做法.显然是不符合要求的，这种做法对设备的安全也是很危险的。使用人员应将设备故障情况如实记录在设各使用记录上，如故障发生的时间、地点、出现的不正常现象，由于什么原因，进行了什么处理等。然后。需要做两件事。一件是按规定的程序申请维修，经批准由专业人员实施.第二件事是检查是否由于此设备故障，对之前用该设各进行的检定或校准结果造成了影响。在此案例中，设各故障是由于操作设备的人员没有经过必要的培训，不能正确使用设各造成的。这个单位由于工作任务重，就让没有经过培训的人员独立操作设备进行检定或校准，这是错误的。检定、校准人员应经过必要的培训，具备相关的技术知识、法律知识和实际操作经验，按有关的规定经考核合格，并被授权后持证上岗。监督人员要在工作过程中，对新的职工和正在培训期间的职工给予重点监督。只有这样，才能避免这类事故的出现。
【案例三】某单位的计量标准器具送到一个国家法定计量检定机构进行周期检定以后，检定证书上显示，该计量标准器具已经过调整，并给出了调整前后示值误差的检定结果数据。在调整前的示值误差已超过了该仪器的最大允许误差，经调整后检定合格。请问，该单位取回计量标准器具和检定证书后应该做哪些工作?
【案例分析】依据JJF1069-2007《法定计量检定机构考核规范》6.4节"测量设备"的有关要求，该计量标准器具的保管人员和使用人员在将计量标准器具和检定证书取回后，应仔细阅读检定证书。首先检查对此计量标准器做过的期间核查记录。如果期间核查的结果都显示仪器正常，那么标准器超差可能发生在最后一次期间核查到本次周期检定之前，应检查从最后一次期间核查以后进行的检定和校准的所有原始记录。对其中受到计量标准器具示值影响的数据进行分析。如果没有确实的把握确认检定和校准结果未受到标准器超差的影响，则此阶段所做过的检定和校准应重新试验，根据新的测量结果重新出具检定或校准证书，将情况向客户说明。如果对该计量标准器具没有进行过期间核查，那么从上次周期检定以后，直到本次周期检定之前都有发生标准器超差的可能性，就要对自上次检定以后使用该标准器进行的所有仪器的检定和校准，都要检查是否受到了计量标准器具超差的影响，并采取纠正措施，重新出具正确的检定或校准证书。也可以通过检查从上次周期检定到本次周期检定之间该计量标准器的使用记录、维护保养记录，从中发现有可能使计量标准器示值发生变化的疑点，重点检查疑点以后检定校准的原始记录。该计量标准器具的保管人员和使用人员还应根据这台设备的具体情况，分析其超差的原因，针对原因采取纠正的措施，避免以后再出现这种问题。
【案例四】某法定计量检定机构在接受评审组评审时，某评审员在一间实验室对其申请考核的一个项目进行评审。评审员询问检定人员这一项目是依据什么文件实施检定、校准的，检定人员立刻拿出所依据的国家计量检定规程，并告诉评审员这一规程今年进行了修订，我们已经换了最新版本的检定规程。评审员随后检查了该项目使用的设各、环境条件，以及进行检定、校准的原始记录。评审员发现其设各并未按新规程进行补充，原始记录的格式仍然是修订前的内容。评审员让检定人员说说新旧规程有什么不同，他们认为两者差不多。
依据JJF1069-2007《法定计量检定机构考核规范》7.3节中关于“检定、校准和检测方法”的有关规定：开展检定、校准、检测必须执行适合的规程、规范、大纲和检验规则，这些规程、规范、大纲和检验规则必须是现行有效版本。
本案例中的检定人员在检定、校准所依据的方法文件被修订后，没有通过学习正确理解掌握新版本的检定规程，使现行有效的检定规程没有得到认真的执行，这样就不能保证检定、校准结果的质量。当新的规程、规范等文件颁布后，负责文件管理的部门不仅要及时收集新的版本，并负责将使用人员领用的旧版本收回，制订实施新版本规程、规范的工作计划，确定开始执行新规程、规范的具体时间。检定、校准人员应按照工作计划进行准备，当硬仵条仵具备，软件进行了修改后，按新版本试运行。同时对人员进行实际操作的培训，重新分析测量结果的不确定度，给出新的校准测量能力。在做好所有准各工作以后，正式按新版本执行。
【案例十】在进行比对数据处理时，主导实验室发现参加实验室丙的实验数据偏离参考值较远，要求该实验室重新提交数据。参加实验室丙检查了数据，没有发现数据处理的问题，遂向参加实验室甲询问，参加实验室甲将本实验室比对报告传真给了参加实验室丙。参加实验室丙发现自己在温度修正上计算公式使用不当，做了修改并重新把自己的比对报告交给主导实验室。主导实验室使用了该报告的数据。
依据JJF1117—⒛0逐《测量仪器比对规范》第4.4.3条对“参比实验室应遵守有关比对的保密规定”，主导实验室的做法是不对的，首先不得以任何理由提示参比实验室修改数据或报告。参加实验室甲也是不对的，在比对数据尚未正式公布之前，所有与比对相关的实验室
和人员均应对比对结果保密，不允许出现任何数据串通，不得泄露与比对结果有关的信息，以确保比对数据的严密与公正。
【案例二】某事业单位计量中心建立了一项场强计量标准作为本单位的最高计量标准，经计量标准考核后，了解到所在行政区域内仅有本单位建立了场强计量标准，就向计量行政部门申请强制计量检定授权，经计量行政部门组织计量授权考核合格，承担所在行政区域对社会开展强制计量检定的任务。该项计量标准在有效期满后未及时申请计量标准复查，场强计量标准也没有连续、有效的送检，但是该单位一直对外开展强制检定工作。
该单位的做法是不对的。根据《中华人民共和国计量法实施细则》第三十一条、《计量标准考核办法》第九条及《计量授权管理办法》第十五条的规定，授权的计量标准《计量标准考核证书》有效期届满6个月前，应当申请计量标准复查考核；计量标准器应当连续送检。
【案例七】计量校准人员小王有这样的工作习惯，他每次进行实验操作时先将实验数据和计算记录在一张草稿纸上。待做完实验后，再将数据和计算结果整整齐齐地抄在按规定印有记录格式的记录纸上，草稿纸则不再保存。有一次，因对某仪器的校准结果引起关于仪器质量的索赔纠纷，用户方告到法院，将通过法院裁决。这台仪器正是校准人员小王校准和出具校准证书的。法院在调查时要求提供校准原始记录，但由于提供的是抄件，法院认为不能作为凭证，给调查和判断造成麻烦。试分析本案例。
分析：依据JJF1069-2007《法定计量检定机构考核规范》7.10“原始记录和数据处理”的要求，原始记录必须是当时记录的，不能事后追记或补记，也不能以重新抄过的记录代替原始记录。检定、校准人员必须要改掉用草稿纸记录以后重抄的习惯。原始记录必须做到真实客观，信息量足够，能从中了解到不确定度的重要影响因素，在需要时能在尽可能与原来条件接近的条件下使检定或校准实验重现。重抄的记录不能作为原始记录，也不能作为其承担法律责任的凭证。在重抄过程中很容易发生错漏，导致结果不可靠。必须记录客观事实，直接观察到的现象，记录读取的数据和数据处理的过程，不得虚构记录，伪造数据。证书、报告在各种执法活动中是重要凭证，而证书、报告是依据原始记录编制的，因此必须保证原始记录的真实和信息的完整。为此，必须使用按规定设计的记录格式;记录要有编号、页号;要包含足够的信息;要符合记录书写要求和修改要求;要按规定在原始记录上亲笔签名;按规定的保存期限妥善保存。
【案例】某实验室的主任认为，职业道德只是每个人的自觉行为，单位集体发挥不了什么作用。计量技术人员只要遵守法律法规，完成好计量检定和校准工作，就可以保证实验室的良好运行。
【案例分析】一些实验室对职业道德的认识有待提高。遵守法律法规，搞好本职工作是从事一项工作的基本要求。爱岗敬业，诚实守信，办事公道，服务群众，奉献社会，努力在工作中做一个好建设者，应该成为每个从业人员的道德要求。法律法规和道德规范是注册计量师良好行为的基础。实验室在加强法制教育的同时，也要大力加强社会主义道德教育。每个人遵守职业道德会使社会更加和谐。社会的安定、和谐，需要法律和道德的双重力量进行维护。在加强法制建设的同时，也应大力加强社会主义道德建设。
【案例】用电阻标准装置校准一个标称值为1ω的标准电阻时，标准装置的读数为1.0003ω。问：该被校标准电阻的系统误差估计值、修正值、修正后的校准结果分别为多少?
【案例分析】
系统误差估计值=示值误差
=1ω-1.0003ω
=-0.0003ω
依据修正值的大小等于系统误差估计值的大小，但符号相反，则
示值的修正值= +0.0003ω
修正后的校准结果=1ω+0.0003ω=1.0003ω
【案例】个经授权的计量检定机构对外单位送检的计量器具进行计量检定。检定时发现该计量器具是新开发的多功能测量设备。该计量检定机构为了满足用户的需要，自己编制了计量检定规程，经过技术负责人批准后，按规程进行了检定，并出具了计量检定证书。请问：一个经授权的计量检定机构是否可以自己编制计量检定规程，并对外开展计量检定?
【案例分析】依据《计量法》第十条规定：“计量检定必须执行计量检定规程。国家计量检定规程由国务院计量行政部门制定。没有国家计量检定规程的，由国务院有关主管部门和省、自治区、直辖市人民政府计量行政部门分别制定部门计量检定规程和地方计量检定规程，并向国务院计量行政部门备案。”所以，该计量检定机构自行编制计量检定规程，并开展检定的做法是不符合《计量法》第十条规定的，是不正确的。如果需要，该机构可以根据用户的需要编制相应的校准方法，经过机构批准和用户同意后，进行校准。如果需要制定计量检定规程，则必须按照《国家计量检定规程管理办法》规定的程序和要求进行。
【案例】某计量器具生产企业对已经取得型式批准证书和制造计量器具许可证的产品进行了技术创新，扩大了测量范围，提高了测量准确度。为了满足用户的需要，该企业立即组织批量生产，并投放市场销售，取得了很好的经济效益。请问：已经生产的计量器具性能变更后是否需要履行型式批准手续?
【案例分析】《计量器具新产品管理办法》第二条规定：“计量器具新产品是指本单位从未生产过的计量器具，包括对原有产品在结构、材质等方面做了重大改进导致性能、技术特征发生变更的计量器具。”第四条规定：“凡制造计量器具新产品，必须申请型式批准。”所以，上述企业的做法不符合《计量器具新产品管理办法》第二条、第四条的规定。因为该生产企业通过技术创新，导致了原计量器具测量范围扩大、测量准确度提高，即计量器具的性能和技术特征发生了变更，因此必须申请型式批准。
【案例】某市级人民政府计量行政部门设置的法定计量检定机构正在筹建一项新的最高计量标准，准备开展计量检定工作。在计量标准装置安装完毕进行调试时，企业送来了2台计量器具，需要使用新的计量标准进行检定。该机构为了满足企业的需要，就帮助企业进行了检定，并出具了检定证书。请问：法定计量检定机构筹建中的某项最高计量标准是否能够对外开展计量检定并出具计量检定证书?
【案例分析】《计量法》第六条规定：“县级以上地方人民政府计量行政部门根据本地区的需要，建立社会公用计量标准器具，经上级人民政府计量行政部门主持考核合格后使用。”《计量法》第九条规定：“县级以上人民政府计量行政部门对社会公用计量标准器具……实施强制检定。未按照规定申请检定或者检定不合格的，不得使用。”所以该法定计量检定机构做法不符合《计量法》第六条、第九条的规定，从社会公用计量标准考核和社会公用计量强制检定两个方面分析，都是不符合有关计量法律规定的。用于计量稷定的社会公用准，必须依据计量法律法规的规定，通过计量标准考核，取得相应的计量标准考核证书。
1、以下计量器具新产品中，哪些必须申请计量器具新产品的型式批准( )。(多选) AD
A.制造销售企业从未生产过的计量器具新产品
B.用新材料替代原有产品的计量器具新产品
C.单位研制的以技术转让为目的的计量器具新产品
D.对原有产品的结构做了重大改进导致计量性能提高的计量器具新产品
2、承担型式评价的技术机构，根据省级质量技术监督部门的委托，在( )内与申请单位联系，做出型式评价的具体安排。 D
A.3个工作日
B.5个工作日
C.7个工作日
D.10个工作日
3、型式评价一般应在( )完成。 D
A.15个工作日内
B.20个工作日内
C.一个月内
D.3个月内
4、承担型式评价的技术机构在型式评价后，保留有关资料和原始记录，保存期( )。 B
A.不少于1年
B.不少于3年
C.不少于5年
D.不少于20年
5、制造、修理计量器具的企业、事业单位，必须经( )考核合格，取得《制造计量器具许可证》或《修理计量器具许可证》。 C
A.省级以上人民政府计量行政部门
B.省级人民政府计量行政部门
C.县级以上人民政府计量行政部门
D.县级人民政府计量行政部门
6、制造、修理计量器具许可证的监督管理应当遵循( )的原则。(多选) ABD
A.科学
B.高效
C.量值准确
D.便民
7、制造计量器具许可的法律效力主要体现在( )(多选) ABCD
A.项目效力
B.生产地效力
C.时间效力
D.委托加工效力
8、制造、修理计量器具许可只对经批准的( )等项目有效。 C
A.计量器具
B.计量器具、型号
C.计量器具名称、型号
D.计量器具特性、型号
9、制造、修理计量器具许可证的有效期为( )。 A
A.3年
B.4年
C.5年
D.长期有效
10、甲单位采用委托加工方式制造计量器具，被委托方乙单位已取得《制造计量器具许可证》，双方签订书面委托合同。下面叙述正确的是( )。 D
A.委托合同无效，甲单位不能生产计量器具，还应注销乙单位的制造计量器具许可
B.委托合同有效，前提条件是双方必须是同一地区
C.委托合同有效，应标注甲单位的制造计量器具许可证标志和编号
D.委托合同有效，委托加工的计量器具应标注乙单位的制造计量器具许可证标志和编号
6、被检电压表的示值为40V，经检定其实际值为41V，则此电压误差为( B )。
A、1V;
B、-1V;
C、0～1V;
D、-1～0V
7、测量准确度是指测量结果与( B )之间的一致程度。
A、测量标准;
B、测时真值;
C、测量基准;
D、测量仪器示值
8、( C )是在测量条件保持不变的情况下，连续多次测量结果之间的一致性。
A、准确度;
B、精确度;
C、重复性;
D、再现性
9、( D )是指在测量条件改变了的情况下，测量结果之间的一致性。
A、准确度;
B、精确度;
C、重复性;
D、再现性
10、测量结果与在重复性条件下，对同一被测量进行无限多次测量所得的结果的平均值之差，称为( A )。
A、随机误差;
B、测量误差;
C、系统误差;
D、平均误差
1、以下哪个内容不属于计量法调整的范围? D 。
A、建立计量基准、计量标准
B、制造、修理计量器具
C、进行计量检定
D、使用教学用计量器具
2、法定计量机构不得从事以下哪些行为? B 。
A、按计量检定规程进行检定
B、使用超过有效期的计量标准开展计量检定工作
C、指派取得计量检定员证的人员开展计量检定工作
D、开展授权的法定计量检定工作
3、省级以上质量监督部门对法定计量检定机构的监督主要包括 D 。
A、《法定计量定检定机构监督管理办法》规定内容的执行情况
B、《法定计量定检定机构考核规范》规定内容的执行情况
C、定期或者不定期对所建计量基、标准状况进行赋值比对
D、以上全部
4、统一全国量值的最高依据是 A 。
A、计量基准
B、社会公用计量标准
C、部门最高计量标准
D、工作计量标准
5、国家计量检定系统表有 B 制定。
A、省、自治区、直辖市政府计量行政部门
B、国务院计量行政部门
C、国务院有关主管部门
D、计量技术机构
6、计量师初始注册者，可自取得注册计量师资格证书之日起 A 内提出注册申请。
A、1年
B、2年
C、3年
D、没有时间限制
7、零售商品称重计量监督管理的对象主要是以重量结算的 A 。
A、食品、金银饰品
B、化妆品
C、药品
D、以上全部
8、定量包装商品计量监督管理的对象是以销售为目的，在一定量限范围内的具有统一的 D 标注等标识内容的预包装商品。
A、质量、体积、长度
B、面积
C、计数
D、以上全是
21、注册计量师依据国家计量法律、法规的规定，开展相应专业的( )活动。
A.检定
B.校准
C.检测
D.执业
【正确答案】D
22、各级注册计量师只能在( )，履行相应岗位职责。
A.所聘用单位内
B.计量技术工作资质规定的业务范围内
C.本人注册的专业范围内
D.三者同时具备
【正确答案】D
23、二级注册计量师执业范围：( )。
A.进行计量基准的校准
B.进行计量标准器具的校准
C.其他计量技术工作，出具计量技术报告
D.指导、检查其他二级注册计量师开展工作
【正确答案】C
24、在计量技术工作中形成的计量技术报告，应当由( )签字盖章后方可生效，并承担相关法律责任。
A.一级注册计量师
B.二级注册计量师
C.授权签字人
D.相应级别注册计量师
【正确答案】D
25、因注册计量师出具的计量技术报告不符合国家有关法律、法规、规章和技术规范造成经济损失的，由( )承担赔偿责任。 A.报告批准人
B.聘用单位
C.审批单位
D.注册机关
【正确答案】B
1、计量是实现( C )，量值准确可靠的活动。
A、量值传递
B、测量统一
C、单位统一
D、定量确认
2、制定《中华人民共和国计量法》的目的，是为了保障国家( C )的统一和量值的准确可靠。
A、计量
B、单位
C、计量单位制
D、计量单位
3、《中华人民共和国计量法》是国家管理计量工作的根本法，共6章35条，下列( B )不属于其基本内容。
A、计量立法宗旨
B、家庭用计量器具管理
C、计量纠纷的处理
D、调整范围
4、进口计量器具必须经( A )检定合格后，方可销售。
A、省级以上人民政府计量行政部门
B、县级以上人民政府计量行政部门
C、国务院计量行政部门
D、国务院国家安全部门
5、为社会提供公正数据的产品质量检验机构，必须经( B )对其计量检定、测试的能力和可靠性考核合格。
A、有关人民政府计量行政部门
B、省级以上人民政府计量行政部门
C、县级人民政府计量行政部门
D、市级人民政府计量行政部门
6、企业、事业单位建立的各项最高计量标准，须向( D )申请考核后，才能在本单位内部开展检定。
A、国务院计量行政部门
B、省级人民政府计量行政部门
C、市级人民政府计量行政部门
D、与其主管部门同级的人民政府计量行政部门
7、强制检定的计量器具是指( C )。
A、强制检定的计量标准。
B、强制检定的工作计量器具
C、强制检定的计量标准和强制检定的工作计量器具
D、依法管理的计量器具
8、计量器具型式批准向(B )申请办理。
A、国务院计量行政部门
B、当地省级人民政府计量行政部门
C、当地市级人民政府计量行政部门
D、当地县级人民政府计量行政部门
9、对社会上实施计量监督具有公正作用的计量标准是(B )。
A、部门建立的最高计量标准
B、社会公用计量标准
C、事业单位建立的最高计量标准
D、企业建立的最高计量标准
10、国家法定计量检定机构是指：( C )。
A、有权或被授权执行强制检定的计量检定机构
B、按隶属关系进行计量传递的上级计量检定机构
C、县级以上人民政府计量行政部门依法设置的检定机构或被授权的专业性或区域性计量检定机构
D、都不是
25、对检定结论为不合格的计量器具，应出具 B 。
A、检定证书
B、检定结果通知书
C、校准证书
D、测试报告
26、依据计量检定规程进行非强制检定计量器具的相关部分的校准，出具的证书名称为
C 。
A、检定证书
B、检定结果通知书
C、校准证书
D、测试报告
27、存在计算机中的证书、报告副本应该 B 。
A、经实验室最高领导批准后可修改
B、不得再修改
C、只有经过技术负责人批准后才能修改
D、必要时由检定员负责对错误之处作修改
28、发现已发出的中存在错误，应按 C 处理。
A、将证书错误之处打电话告诉用户，请用户自行修改
B、收回原证书
35、 C 是"实现单位统一、量值准确可靠的活动"
A、测量
B、科学实验
C、计量
36、 C 是以确定量值为目的的一组操作。
A、计量
B、测试
C、测量
37、用人体秤测量人的体重使用的是 B 。
A、直接比较测量法
B、直接测量法
C、间接测量法
D、动太测量法
注册计量师多选题
38、计量在国民经济中的作用包括 A B C D 。
A、发展科学技术的重要基础和手段
B、保证产品质量的重要手段
C、维护社会经济秩序的重要手段
D、确保国防建设的重要手段
39、计量具有的特点是 A B C D 。
A、准确性
B、一致性
C、溯源性
D、法制性
40、计量按社会功能分类，可分为 A B C 。
A、科学计量
B、法制计量
C、工业计量
D、农业计量
1、报告测量不确定度有二种方式，在进行基础计量学研究和基本物理常量的测量时，通常使用( B )。
A、扩展不确定度;
B、合成标准不确定度;
C、A类不确定度;
D、B类不确定度
2、表征测量仪器计量特性慢变化的参数是( D )。
A、分辩力;
B、灵敏度;
C、稳定性;
D、漂移
3、测量仪器的经济性是指该仪器的成本，它包括( C )。
A、基本成本
B、安装成本
C、制造成本
D、运行成本
E、维护成本
4、约定真值可以通过( E )途径获得。
A、校准
B、检定
C、更高准确度等级的测量仪器
D、主观认为
E、多次测量
5、测量结果的误差，按其组成分量的特性可分为( BC )。
A、测量误差
B、随机误差
C、系统误差
E、主观误差
6、测量不确定度的表示方法有( AD )。
A、标准不确定度
B、非标准不确定度
C、分散性不确定度
D、扩展不确定度
E、集中不确定度
7、测量控制体系由下列( CD )部分组成。
A、测量仪器的校准控制
B、测量设备的计量确认
C、测量结果的分析校准
D、测量过程实施的控制
E、测量过程的变异评价
8、下列单位中，( ABD )属于SI基本单位。
A、开[尔文]K
B、摩[尔]mol
C、牛[顿]N
D、坎[德拉]cd
E、焦[耳]J
9、测量不确定度可用( ACE )表示。
A、标准差
B、最大允许误差
C、标准差的倍数
E、说明了置信水平的区间的半宽
10、测量仪器的计量特性是指其影响测量结果的一些明显特征，其中包括测量( BE )。
A、范围、偏移
B、重复性、稳定性
C、分辩力、鉴别力
D、示值误差
E、准确度
1.什么是检定?
答：检定是指查明和确认计量器具是否符合法定要求的程序，它包括检查、加标记和(或)出具检定证书。
2.检定的对象是什么?
答：检定的对象是计量器具，而不是一般的工业产品。
3.检定的目的是什么?
答：是查明和确认计量器具是否符合有关法定要求，确保量值的统一和准确可靠。法定要求是指按照《计量法》对依法管理的计量器具的技术和管理要求。对每一种计量器具的法定要求反映在相关的国家计量检定规程以及部门、地方计量检定规程中。
4.检定工作内容包括哪些?
答：(1)依据国家计量检定系统表所规定的传递关系，将被检对象与计量基准、标准进行技术比较，按照计量检定规程中规定的检定条件、项目和方法进行实际操作和数据处理。
(2)依据计量检定规程规定的计量性能和通用技术要求进行验证、检查和评价，对计量器具是否合格，是否符合哪一准确度等级做出检定结论。
(3)结论为合格的，出具检定证书或加盖合格印;不合格的出具检定结果通知书。
5.什么是校准?
答：在规定条件下，为确定测量仪器或测量系统所指示的量值，或实物量具或参考物质所代表的量值，与对应的测量标准所复现的量值之间关系的一组操作。
6.校准的对象是什么?
答：测量仪器或测量系统，实物量具或参考物质。测量系统是组装起来进行待定测量的全部测量仪器和其他设备。
7.校准的目的是什么?
答：是确定被校准对象的示值与对应的计量标准所复现的量值之间的关系，以实现量值的复现性。
【案例分析】依据《中华人民共和国法定计量单位使用方法》第16条和第17条规定,单位的符号应该用国际通用符号。该案例中存在以下错误:
①吨油耗电量的单位不能表示成“KW·h/吨”,①词头不应大写成K，②单位中不能将符号与中文混用，吨的符号为t，正确表示应该为“kW·h/t”。即112.12KW·V吨应表示为112.12kW·h/t，111.54KW·h/吨表示为111.54kW·h/t，110.06KW·h/吨表示为
1l0.06kW·h/t。②用水量用体积表示时，单位符号可用国际通用符号或中文符号，但量值中的单位不能用单位的名称。按法定计量单位的规定，立方米是体积单位的名称，而不是单位的中文符号。因此，13.3×104立方米应表示为13.3× 104m3，450.l×104立方米应表示为450.1×104m3。
【案例分析】该案例中的错误是使用了非法定计量单位，力是国际单位制中具有专门名称的导出单位，单位名称是牛[顿]，单位符号为N。牛[顿]的倍数单位为千牛(kN)、兆牛(MN)、毫牛(mN)、微牛(uN)等。gf(克力)是米制中力的倍数单位，是非法定计量单位,不应该使用。且测量力600~1000gf和 800~1200gf表示不正确。量值的定义为数值乘以计量单位，而600和800为数值，并非量值，不能与量值连用。法定计量单位中力的单位为牛[顿 ]，符号为N。1N=1000mN。非法定计量单位gf与法计量单位N之间的换算：
1kgf=1000gf,1kgf=9.80665N,1gf=9.80665mN,即1gf=9.81mN。所以正确的表示为:：在测量力检定时，当测量范围等于或小于300mm时，测量力应为5.89N~9.81N；测量范围大于300mm 时，测量力应为7.85N~11.77N。
案例分析】依据 JJF1001-1998《通用计量术语及定义》中计量的定义，计量就是"实现单位统一量值准确可靠的活动" 。问题在于培训工作不到位，检定员小张对"计量"基本概念的理解不全面，在实际工作中不能很好地应用。按《法定计量检定机构考核规范》第 6.2.2 条规定： "与计量检定、校准和检测等服务项目直接相关的人员，应经过必要的培训，具备相关的技术知识、法律知识和实际操作知识。 "作为计量检定人员，应理解和应用JJF1001-1998《通用计量术语及定义》的内容。什么是计量？计量就是"实现单位统一量值准确可靠的活动" 。确保单位统一和量值准确可靠是计量工作最根本的任务，而检定只是计量活动的一个方面。
计量经济学案例分析汇总
计量经济学案例分析1 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为元, 最低的黑龙江省仅为人均元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表的数据: 表 2002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入
计量经济学 案例分析
第二章 案例分析 研究目的：分析各地区城镇居民计算机拥有量与城镇居民收入水平的关系，对更多规律的研究具有指导意义. 一． 模型设定 2011年年底城镇居民家庭平均每百户计算机拥有量Y 与城镇居民平均每人全年家庭总收入X 的关系 图2.1 各地区城镇居民每百户计算机拥有量与人均总收入的散点图 由图可知，各地区城镇居民每百户计算机拥有量随着人均总收入水平的提高而增加，近似于线性关系，为分析其数量性变动规律，可建立如下简单线性回归模型： Y t =β1+β2X t +u t 50 60 708090100 110120130140 X Y
二．估计参数 假定所建模型及其随机扰动项u i满足各项古典假设，用普通最小二乘法（OLSE）估计模型参数.其结果如下： 表2.1 回归结果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/13/17 Time: 12:50 Sample: 1 31 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 11.95802 5.622841 2.126686 0.0421 X 0.002873 0.000240 11.98264 0.0000 R-squared 0.831966 Mean dependent var 77.08161 Adjusted R-squared 0.826171 S.D. dependent var 19.25503 S.E. of regression 8.027957 Akaike info criterion 7.066078 Sum squared resid 1868.995 Schwarz criterion 7.158593 Log likelihood -107.5242 Hannan-Quinn criter. 7.096236 F-statistic 143.5836 Durbin-Watson stat 1.656123 Prob(F-statistic) 0.000000 由表2.1可得， β1=11.9580，β2=0.0029 故简单线性回归模型可写为： ^ Y X t t=11.9580+0.0029 其中：SE(β1)=5.6228, SE(β2)=0.0002 R-squared=0.8320，F=143.5836，n=31
计量经济学-案例分析-第六章
第六章 案例分析 一、研究目的 2003年中国农村人口占59.47％，而消费总量却只占41.4%，农村居民的收入和消费是一个值得研究的问题。消费模型是研究居民消费行为的常用工具。通过中国农村居民消费模型的分析可判断农村居民的边际消费倾向，这是宏观经济分析的重要参数。同时，农村居民消费模型也能用于农村居民消费水平的预测。 二、模型设定 正如第二章所讲述的，影响居民消费的因素很多，但由于受各种条件的限制，通常只引入居民收入一个变量做解释变量，即消费模型设定为 t t t u X Y ++=21ββ （6.43） 式中，Y t 为农村居民人均消费支出，X t 为农村人均居民纯收入，u t 为随机误差项。表6.3是从《中国统计年鉴》收集的中国农村居民1985-2003年的收入与消费数据。 表6.3 1985-2003年农村居民人均收入和消费 单位： 元
2000 2001 2002 2003 2253.40 2366.40 2475.60 2622.24 1670.00 1741.00 1834.00 1943.30 314.0 316.5 315.2 320.2 717.64 747.68 785.41 818.86 531.85 550.08 581.85 606.81 为了消除价格变动因素对农村居民收入和消费支出的影响，不宜直接采用现价人均纯收入和现价人均消费支出的数据，而需要用经消费价格指数进行调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据作回归分析。 根据表6.3中调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据，使用普通最小二乘法估计消费模型得 t t X Y 0.59987528.106?+= （6.44） Se = (12.2238) (0.0214) t = (8.7332) (28.3067) R 2 = 0.9788，F = 786.0548，d f = 17，DW = 0.7706 该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。对样本量为19、一个解释变量的模型、5%显著水平，查DW 统计表可知，d L =1.18，d U = 1.40，模型中DW 中国经济增长影响因素实证分析 一、研究对象 经济增长问题既受各国政府和居民的关注,也是经济学理论研究的一个重要方面。在1978—2008年的31中,我国经济年均增长率高达9.6%,综合国力大大增强,居民收入水平与生活水平不断提高,居民的消费需求的数量和质量有了很大的提高。但是,我国目前仍然面临消费需求不足问题。因此,研究消费需求对经济增长的影响,并对我国消费需求对经济增长的影响程度进行实证分析，可以更好的理解消费对我国经济增长的作用。 二、数据收集与模型的建立 （一）数据收集 表2.1 中国经济增长影响因素模型时间序列表 年份国内生产总 值（y） 年末从业 人员数 （x1） 全社会固定资 产投资总额 (x2) 居民消费价格指 数（上年=100） (x3) 1980 4545.6 42361 910.9 107.5 1981 4891.6 43725 961 102.5 1982 5323.4 45295 1230.4 102 1983 5962.7 46436 1430.1 102 1984 7208.1 48197 1832.9 102.7 1985 9016 49873 2543.2 109.3 1986 10275.2 51282 3120.6 106.5 1987 12058.6 52783 3791.7 107.3 1988 15042.8 54334 4753.8 118.8 1989 16992.3 55329 4410.4 118 1990 18667.8 64749 4517 103.1 1991 21781.5 65491 5594.5 103.4 1992 26923.5 66152 8080.1 106.4 1993 35333.9 66808 13072.3 114.7 1994 48197.9 67455 17042.1 124.1 1995 60793.7 68065 20019.3 117.1 1996 71176.6 68950 22913.5 108.3 1997 78973 69820 24941.1 102.8 1998 84402.3 70637 28406.2 99.2 1999 89677.1 71394 29854.7 98.6 2000 99214.6 72085 32917.7 100.4 2001 109655.2 73025 37213.5 100.7 2002 120332.7 73740 43499.9 99.2 2003 135822.8 74432 55566.6 101.2 2004 159878.3 75200 70477.4 103.9 2005 184937.4 75825 88773.6 101.8 2006 216314.4 76400 109998.2 101.5 2007 265810.3 76990 137323.9 104.8 第六章 联立方程计量经济学模型案例 1、下面建立一个包含3个方程的中国宏观经济模型，已经判断消费方程式恰好识别的，投资方程是过度识别的。对模型进行估计。样本观测值见表6.1 01211012t t t t t t t t t t t C Y C u I Y u Y I C G αααββ-=+++?? =++??=++? 表6.1 中国宏观经济数据 单位：亿元 （1） 用狭义的工具变量法估计消费方程 选取方程中未包含的先决变量G 作为内生解释变量Y 的工具变量，过程如下： 结果如下： 所以，得到结构参数的工具变量法估计量为： 012???582.27610.2748560.432124α αα===，， （2） 用间接最小二乘法估计消费方程 消费方程中包含的内生变量的简化式方程为： 1011112120211222t t t t t t t t C C G Y C G πππεπππε--=+++?? =+++? 参数关系体系为： 11121210012012122000 παπαπααππαπ--=?? --=??-=? 用普通最小二乘法估计，结果如下： 所以参数估计量为： 101112???1135.937,0.619782, 1.239898π ππ=== 202122???2014.368,0.682750, 4.511084π ππ=== 所以，得到间接最小二乘估计值为： 12122??0.274856?π α π == 211121????0.432124α παπ=-= 010120????582.2758α παπ=-= （3）用两阶段最小二乘法估计消费方程 第一阶段使用普通最小二乘法估计内生解释变量的简化方程，得到 1?2014.3680.68275 4.511084t t t Y C G -=++ 用Y 的预测值替换消费方程中的Y ，直接用OLS 估计消费方程，过程如下： 计量经济学案例分析 1 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为元, 最低的黑龙江省仅为人均元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表的数据: 表 2002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入 第八章案例分析 改革开放以来，随着经济的发展中国城乡居民的收入快速增长，同时城乡居民的储蓄存 款也迅速增长。经济学界的一种观点认为，20世纪90年代以后由于经济体制、住房、医疗、养老等社会保障体制的变化，使居民的储蓄行为发生了明显改变。为了考察改革开放以来中 国居民的储蓄存款与收入的关系是否已发生变化，以城乡居民人民币储蓄存款年底余额代表 居民储蓄（Y），以国民总收入GNI代表城乡居民收入，分析居民收入对储蓄存款影响的数量关系。 表8.1为1978-2003年中国的国民总收入和城乡居民人民币储蓄存款年底余额及增加额的数据。 单位：亿元 2004 鉴数值，与用年底余额计算的数值有差异。 为了研究1978—2003年期间城乡居民储蓄存款随收入的变化规律是否有变化,考证城 乡居民储蓄存款、国民总收入随时间的变化情况，如下图所示: 图8.5 从图8.5中，尚无法得到居民的储蓄行为发生明显改变的详尽信息。若取居民储蓄的增量 （YY ）,并作时序图（见图 8.6） 从居民储蓄增量图可以看出，城乡居民的储蓄行为表现出了明显的阶段特征: 2000年有两个明显的转折点。再从城乡居民储蓄存款增量与国民总收入之间关系的散布图 看（见图8.7），也呈现出了相同的阶段性特征。 为了分析居民储蓄行为在 1996年前后和2000年前后三个阶段的数量关系，引入虚拟变 量D 和D2°D 和D 2的选择，是以1996>2000年两个转折点作为依据，1996年的GNI 为66850.50 亿元,2000年的GNI 为国为民8254.00亿元，并设定了如下以加法和乘法两种方式同时引入 虚拟变量的的模型: YY = 1+ 2GNI t 3 GNI t 66850.50 D 1t + 4 GNh 88254.00 D 2t i D 1 t 1996年以后 D 1 t 2000年以后 其中: D 1t _ t 1996年及以前 2t 0 t 2000年及以前 对上式进行回归后，有: Dependent Variable: YY Method: Least Squares Date: 06/16/05 Time: 23:27 120000 8.7 1996年和 100000- 40000 2WM GNi o eOB2&ISEea9a9l2949698[Ma2 20CUC ir-“- 1CC0C 图 8.6 *OOCO mnoot ， RtKXD Tconr GF* 案例分析一关于计量经济学方法论的讨论 问题：利用计量经济学建模的步骤，根据相关的消费理论，刻画我国改革开放以来的边际消费倾向。 第一步：相关经济理论。首先了解经济理论在这一问题上的阐述，宏观经济学中，关于消费函数的理论有以下几种：①凯恩斯的绝对收入理论，认为家庭消费在收入中所占的比例取决于收入的绝对水平。②相对收入理论，是由美国经济学家杜森贝提出的，认为人们的消费具有惯性，前期消费水平高，会影响下一期的消费水平，这告诉我们，除了当期收入外，前期消费也很可能是建立消费函数时应该考虑的因素。关于消费函数的理论还有持久收入理论、生命周期理论，有兴趣的同学可以参考相应的参考书。毋庸置疑，收入和消费之间是正相关的。 第二步：数据获得。在这个例子中，被解释变量选择消费，用cs表示；解释变量为实际可支配收入，用inc表示（用GDP减去税收来近似，单位：亿元）；变量均为剔除了价格因素的实际年度数据，样本区间为1978～2002年。 第三步：理论数学模型的设定。为了讨论的方便，我们可以建立下面简单的线性模型： 第四步：理论计量经济模型的设定。根据第三步数学模型的形式，可得 式中：cs=CS/P，inc=(1-t)*GDP/P，其中GDP是当年价格的国内生产总值，CS代表当年价格的居民消费值，P代表1978年为1的价格指数，t=TAX/GDP代表宏观税率，TAX是税收总额。u t表示除收入以外其它影响消费的因素。 第五步：计量经济模型的参数估计 根据最小二乘法，可得如下的估计结果： 常数项为正说明，若inc为0，消费为414.88，也就是自发消费。总收入变量的系数 为边际消费倾向，可以解释为城镇居民总收入增加1亿元导致居民消费平均增加0.51亿元。 另外，根据相对收入理论，我们可以得到下面的估计结果： 第二章案例分析 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为6029.88元, 最低的黑龙江省仅为人均4462.08元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的2.35倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y 选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表2.5的数据: 表2.52002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入 ∑ x = 1264471.423 ∑ y = 516634.011 ∑ X = 52432495.137 ∑ ? ? ? ? 案例分析 1— 一元回归模型实例分析 依据 1996-2005 年《中国统计年鉴》提供的资料，经过整理，获得以下农村居民人均 消费支出和人均纯收入的数据如表 2-5： 表 2-5 农村居民 1995-2004 人均消费支出和人均纯收入数据资料 单位：元 年度 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 人均纯 收入 1577.7 1926.1 2090.1 2161.1 2210.3 2253.4 2366.4 2475.6 2622.2 2936.4 人均消 费支出 1310.4 1572.1 1617.2 1590.3 1577.4 1670.1 1741.1 1834.3 1943.3 2184.7 一、建立模型 以农村居民人均纯收入为解释变量 X ，农村居民人均消费支出为被解释变量 Y ，分析 Y 随 X 的变化而变化的因果关系。考察样本数据的分布并结合有关经济理论，建立一元线 性回归模型如下： Y i =β0+β1X i +μi 根据表 2-5 编制计算各参数的基础数据计算表。 求得: X = 2262.035 Y = 1704.082 2 i 2 i ∑ x i y i = 788859.986 2 i 根据以上基础数据求得: β1 = ∑ x i y 2 i i = 788859.986 126447.423 = 0.623865 β 0 = Y - β1 X = 1704.082 - 0.623865 ? 2262.035 = 292.8775 样本回归函数为： Y i = 292.8775 + 0.623865X i 上式表明，中国农村居民家庭人均可支配收入若是增加 100 元，居民们将会拿出其中 的 62.39 元用于消费。 计量经济学案例分析 一、问题提出 国内生产总值（GDP）指一个国家或地区所有常住单位在一定时期内(通常为1 年)生产活动的最终成果，即所有常住机构单位或产业部门一定时期内生产的可供最终使用的产品和劳务的价值，包括全部生产活动的成果，是一个颇为全面的经济指标。对国内生产总值的分析研究具有极其重要的作用和意义，可以充分地体现出一个国家的综合实力和竞争力。因此，运用计量经济学的研究方法具体分析国内生产总值和其他经济指标的相关关系。对预测国民经济发展态势，制定国家宏观经济政策，保持国民经济平稳地发展具有重要的意义。 二、模型变量的选择 模型中的被解释变量为国内生产总值Y。影响国内生产总值的因素比较多，根据其影响因素的大小和资料的可比以及预测模型的要求等方面原因, 文章选择以下指标作为模型的解释变量：固定资产投资总量(X1 ) 、财政支出总量(X2 )、城乡居民储蓄存款年末余额(X3 )、进出口总额(X4 )、上一期国内生产总值(X5)、职工工资总额(X6)。其中，固定资产投资的增长是国内生产总值增长的重要保障，影响效果显著；财政支出是扩大内需的保证，有利于国内生产总值的增长；城乡居民储蓄能够促进国内生产总值的增长，是扩大投资的重要因素，但是过多的储蓄也会减缓经济的发展；进出口总额反映了一个国家或地区的经济实力；上期国内生产总值是下期国内生产总值增长的基础；职工工资总额是国内生产总值规模的表现。 三、数据的选择 文中模型样本观测数据资料来源于20XX 年《中国统计年鉴》，且为当年价格。固定资产投资总量1995-20XX 年的数据取自20XX 年统计年鉴，1991-1994 年的为搜集自其他年份统计年鉴。详细数据见表1。 表1 案例分析1— 一元回归模型实例分析 依据1996-2005年《中国统计年鉴》提供的资料，经过整理，获得以下农村居民人均消费支出和人均纯收入的数据如表2-5： 表2-5 农村居民1995-2004人均消费支出和人均纯收入数据资料 单位：元 年度 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 人均纯收入 1577.7 1926.1 2090.1 2161.1 2210.3 2253.4 2366.4 2475.6 2622.2 2936.4 人均消 费支出 1310.4 1572.1 1617.2 1590.3 1577.4 1670.1 1741.1 1834.3 1943.3 2184.7 一、建立模型 以农村居民人均纯收入为解释变量X ，农村居民人均消费支出为被解释变量Y ，分析Y 随X 的变化而变化的因果关系。考察样本数据的分布并结合有关经济理论，建立一元线性回归模型如下： Y i =β0+β1X i +μi 根据表2-5编制计算各参数的基础数据计算表。 求得: 082 .1704035.2262==Y X ∑∑∑∑====37 52432495.1986.788859011.516634423.1264471222i i i i i X y x y x 根据以上基础数据求得: 623865.0423 .126447986 .788859?21 == =∑∑i i i x y x β 8775.292035.2262623865.0082.1704??1 0=?-=-=X Y ββ 样本回归函数为： i i X Y 623865.08775.292?+= 上式表明，中国农村居民家庭人均可支配收入若是增加100元，居民们将会拿出其中的62.39元用于消费。 案例分析 1.问题的提出和模型的设定 根据我国1978—1997年的财政收入Y 和国民生产总值X 的数据资料，分析财政收入和国民生产总值的关系建立财政收入和国民生产总值的回归模型。假定财政收入和国民收入总值之间满足线性约束，则理论模型设定为 i i i u X Y ++=21ββ 其中i Y 表示财政收入，i X 表示国民生产总值。 表1 我国1978—1997年财政收入和国民生产总值 2.参数估计 进入EViews 软件包，确定时间范围；编辑输入数据；选择估计方程菜单，估计样本回归函数如下 表 2 obs X Y 1978 3624.100 1132.260 1979 4038.200 1146.380 1980 4517.800 1159.930 1981 4860.300 1175.790 1982 5301.800 1212.330 1983 5957.400 1366.950 1984 7206.700 1624.860 1985 8989.100 2004.820 1986 10201.40 2122.010 1987 11954.50 2199.350 1988 14922.30 2357.240 1989 16917.80 2664.900 1990 18598.40 2937.100 1991 21662.50 3149.480 1992 26651.90 3483.370 1993 34560.50 4348.950 1994 46670.00 5218.100 1995 57494.90 6242.200 1996 66850.50 7407.990 1997 73452.50 8651.140 第四章 案例分析 一、研究的目的要求 近年来，中国旅游业一直保持高速发展，旅游业作为国民经济新的增长点，在整个社会经济发展中的作用日益显现。中国的旅游业分为国内旅游和入境旅游两大市场，入境旅游外汇收入年均增长22.6%，与此同时国内旅游也迅速增长。改革开放20多年来，特别是进入90年代后，中国的国内旅游收入年均增长14.4%，远高于同期GDP 9.76%的增长率。为了规划中国未来旅游产业的发展，需要定量地分析影响中国旅游市场发展的主要因素。 二、模型设定及其估计 经分析，影响国内旅游市场收入的主要因素，除了国内旅游人数和旅游支出以外，还可能与相关基础设施有关。为此，考虑的影响因素主要有国内旅游人数2X ，城镇居民人均旅游支出3X ，农村居民人均旅游支出4X ，并以公路里程5X 和铁路里程6X 作为相关基础设 施的代表。为此设定了如下对数形式的计量经济模型： 23456123456t t t t t t t Y X X X X X u ββββββ=++++++ 其中 ：t Y ——第t 年全国旅游收入 2X ——国内旅游人数 （万人） 3X ——城镇居民人均旅游支出 （元） 4X ——农村居民人均旅游支出 （元） 5X ——公路里程（万公里） 6X ——铁路里程（万公里） 为估计模型参数，收集旅游事业发展最快的1994—2003年的统计数据，如表4.2所示： 利用Eviews 软件，输入Y 、X2、X3、X4、X5、X6等数据，采用这些数据对模型进行OLS 回归，结果如表4.3： 表4.3 由此可见，该模型9954.02=R ，9897.02 =R 可决系数很高，F 检验值173.3525,明 显显著。但是当05.0=α时776 .2)610()(025.02=-=-t k n t α,不仅2X 、6X 系数的t 检 验不显著，而且6X 系数的符号与预期的相反，这表明很可能存在严重的多重共线性。 计算各解释变量的相关系数，选择X2、X3、X4、X5、X6数据，点”view/correlations ”得相关系数矩阵（如表4.4）： 表4.4 由相关系数矩阵可以看出：各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。 三、消除多重共线性 采用逐步回归的办法，去检验和解决多重共线性问题。分别作Y 对X2、X3、X4、X5、X6的一元回归，结果如表4.5所示： 表4.5 变量 X2 X3 X4 X5 X6 参数估计值 0.084 9.0523 11.667 34.33 2014.14 2013级统计学专业《计量经济学》案例作业 学号： 130702060 姓名：叶豪特 1.下表是消费Y 与收入X 的数据，试根据所给数据资料完成以下问题： （1）估计回归模型u X Y ++=21ββ中的未知参数1β和2β，并写出样本回归模型的书写格式； （2）试用Goldfeld-Quandt 法和White 法检验模型的异方差性； （3）选用合适的方法修正异方差。 （1）eview 结果 Method: Least Squares Date: 06/08/15 Time: 10:20 Sample: 1 60 Included observations: 60 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 9.347522 3.638437 2.569104 0.0128 X 0.637069 0.019903 32.00881 0.0000 R-squared 0.946423 Mean dependent var 119.6667 Adjusted R-squared 0.945500 S.D. dependent var 38.68984 S.E. of regression 9.032255 Akaike info criterion 7.272246 Sum squared resid 4731.735 Schwarz criterion 7.342058 Log likelihood -216.1674 Hannan-Quinn criter. 7.299553 F-statistic 1024.564 Durbin-Watson stat 1.790431 Prob(F-statistic) 0.000000 1β=9.35，2=0.64β， 样本回归模型书写格式： 01e=9.35+0.64X Y X ββ=++ （2）首先，用Goldfeld-Quandt 法进行检验。 a.将样本按递增顺序排序，去掉1/4，再分为两个部分的样本，即 1222 n n ==。 b.分别对两个部分的样本求最小二乘估计，得到两个部分的残差平方和，即 计量经济学案例分析 多元回归分析案例 财政收入规模的影响因素 被解释变量：财政收入(亿元) 解释变量：税收(亿元)，经济活动人口(亿元)，国内生产总值(亿元) 样本：2000年—2011年的财政收入，税收(亿元)，经济活动人口(亿元)，国内生产总值(亿元) 数据来源：中华人民共和国国家统计局（单位：亿元） 财政收入Y 各项税收 X1 经济活动人口 X2 国民生产总值X3 1990 2,937.10 2,821.86 65,323.00 18,668.00 1991 3,149.48 2,990.17 66,091.00 21,618.00 1992 3,483.37 3,296.91 66,782.00 26,924.00 1993 4,348.95 4,255.30 67,468.00 35,334.00 1994 5,218.10 5,126.88 68,135.00 48,198.00 1995 6,242.20 6,038.04 68,855.00 60,794.00 1996 7,407.99 6,909.82 69,765.00 71,177.00 1997 8,651.14 8,234.04 70,800.00 78,973.00 1998 9,875.95 9,262.80 72,087.00 84,402.00 1999 11,444.08 10,682.58 72,791.00 89,677.00 2000 13,395.23 12,581.51 73,992.00 99,215.00 2001 16,386.04 15,301.38 73,884.00 109,655.00 2002 18,903.64 17,636.45 74,492.00 120,333.00 2003 21,715.25 20,017.31 74,911.00 135,823.00 2004 26,396.47 24,165.68 75,290.00 159,878.00 2005 31,649.29 28,778.54 76,120.00 183,085.00 2006 38,760.20 34,804.35 76,315.00 211,923.00 2007 51,321.78 45,621.97 76,531.00 257,306.00 2008 61,330.35 54,223.79 77,046.00 307,064.00 2009 68,518.30 59,521.59 77,510.00 335,353.00 2010 83,101.51 73,210.79 78,388.00 362,181.00 2011 103,874.43 89,738.39 78,579.00 471,564.00 第七章 案例分析 【案例7.1】 为了研究1955—1974年期间美国制造业库存量Y 和销售额X 的关系，我们在例7.3中采用了经验加权法估计分布滞后模型。尽管经验加权法具有一些优点，但是设置权数的主观随意性较大，要求分析者对实际问题的特征有比较透彻的了解。下面用阿尔蒙法估计如下有限分布滞后模型： t t t t t t u X X X X Y +++++=---3322110ββββα 将系数i β(i =0,1,2,3)用二次多项式近似，即 00αβ= 2101αααβ++= 210242αααβ++= 210393αααβ++= 则原模型可变为 t t t t t u Z Z Z Y ++++=221100αααα 其中 3 212321132109432---------++=++=+++=t t t t t t t t t t t t t X X X Z X X X Z X X X X Z 在Eviews 工作文件中输入X 和Y 的数据，在工作文件窗口中点击“Genr ”工具栏，出现对话框，输入生成变量Z 0t 的公式，点击“OK ”；类似，可生成Z 1t 、Z 2t 变量的数据。进入Equation Specification 对话栏，键入回归方程形式 Y C Z0 Z1 Z2 点击“OK ”，显示回归结果（见表7.2）。 表7.2 表中Z0、 Z1、Z2对应的系数分别为210ααα、、的估计值210? ??ααα、、。将它们代入 分布滞后系数的阿尔蒙多项式中，可计算出 3210????ββββ、、、的估计值为： -0.522)432155.0(9902049.03661248.0?9?3??0.736725)432155.0(4902049.02661248.0?4?2?? 1.131142)432155.0(902049.0661248.0????661248.0??2101 2101 2101 00 =-?+?+=++==-?+?+=++==-++=++===αααβαααβαααβαβ 从而，分布滞后模型的最终估计式为： 32155495.076178.015686.1630281.0419601.6----+++-=t t t t t X X X X Y 在实际应用中，Eviews 提供了多项式分布滞后指令“PDL ”用于估计分布滞后模型。下面结合本例给出操作过程： 在Eviews 中输入X 和Y 的数据，进入Equation Specification 对话栏，键入方程形式 Y C PDL(X, 3, 2) 其中，“PDL 指令”表示进行多项式分布滞后（Polynomial Distributed Lags ）模型的估计，括号中的3表示X 的分布滞后长度，2表示多项式的阶数。在Estimation Settings 栏中选择Least Squares(最小二乘法)，点击OK ，屏幕将显示回归分析结果（见表7.3）。 表 7.3 需要指出的是，用“PDL ”估计分布滞后模型时，Eviews 所采用的滞后系数多项式变换不是形如（7.4）式的阿尔蒙多项式，而是阿尔蒙多项式的派生形式。因此，输出结果中PDL01、PDL02、PDL03对应的估计系数不是阿尔蒙多项式 研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系 班级：08投资姓名：陈婷婷学号：802025105 一、研究的目的 本案例分析根据1980年～2009 年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的基本数据,应用一元线性回归分析的方法研究了城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出之间数量关系的基本规律，并在预测2010年人均消费性支出的发展趋势。从理论上说，居民人均消费性支出应随着人均可支配收入的增长而提高。随着消费更新换代的节奏加快,消费日益多样化,从追求物质消费向追求精神消费和服务消费转变。因此,政府在制定当前的宏观经济政策时,考虑通过增加居民收入来鼓励消费,以保持经济的稳定增长。 二、模型设定 表1 1980—2009年城镇人均可支配收入和人均消费性支出 为分析1980—2009年城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)的关系，作下图所示的散点图。 图1 城镇人均可支配收入和人均消费性支出的散点图 从散点图可以看出城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)大体呈现为线性关系，为分析中国城镇人均消费性支出随城镇人均可支配收入变动的数量规律性，可以建立如下简单线性回归模型： Y=β+βX+u i12i 三、估计参数 Eviews的回归结果如下表所示： 表2 回归结果 ① 参数估计和检验的结果写为： ^ 184.59590.780645i i Y X =+ （41.10880）（0.004281） t =(4.490423) (182.3403) 2R =0.999159 2R （修正值）=0.999129 F =33247.99 n=30 ② 回归系数的区间估计[α=5% 2 t α(n-2)=2.048 ] ^^ 22222 2 2 ????[()()]1P t SE t SE ααβββββα-≤≤+=- =P （0.780645—2.048*0.004281 2β≤≤0.780645+2.048*0.004281） =P （0.7719 2β≤≤0.7894） =95% 剩余项（Residual ）、实际值（Actual ）、拟合值（Fitted ）的图形如下： 图2 剩余项、实际项、拟合值的图形 四、模型检验 1、 经济意义检验 所估计的参数β1= 184.5959，β2=0.780645，说明城镇人均可支配收入每增加一元，可导致人均消费性支出提高0.780645元。 计量经济学案例分析汇 总 标准化工作室编码[XX968T-XX89628-XJ668-XT689N] 计量经济学案例分析1 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为元, 最低的黑龙江省仅为人均元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。计量经济学案例分析 课程报告 论文
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