实验报告

一、实验数据：1994至20##年天津市城镇居民人均全年可支配收入数据

1994至20##年天津市城镇居民人均全年消费性支出数据

1994至20##年天津市居民消费价格总指数

二、实验内容：对搜集的数据进行回归，研究天津市城镇居民人均消费和人均可支配收入的关系。

三、实验步骤：

1、百度进入“中华人民共和国国家统计局”中的“统计数据”，找到相关数据并输入Excel，统计结果如下表1：

表1 1994年--20##年天津市城镇居民消费支出与人均可支配收入数据

2、先定义不变价格（1994=1）的人均消费性支出（Yt）和人均可支配收入（Xt）

令：Yt=consum/price Xt=income/price

得出Yt与Xt的散点图，如图1.很明显，Yt和Xt服从线性相关。

图1 Yt和Xt散点图

3、应用统计软件EViews完成线性回归

解：根据经济理论和对实际情况的分析也都可以知道，城镇居民人均全年耐用消费品支出Yt依赖于人均全年可支配收入Xt的变化，因此设定回归模型为

Yt=β0+β?Xt﹢μt

（1）打开EViews软件，首先建立工作文件，File new Workfile ,然后通过Object建立Y、X系列，并得到相应数据。

（2）在工作文件窗口输入命令：ls y c x,按Enter键，回归结果如表2 ：

表2 回归结果

根据输出结果，得到如下回归方程：

Yt=977.908+0.670Xt

s=(172.3797) (0.0122)

t=(5.673) (54.950)

R²=0.995385 Adjusted R²=0.995055 F-statistic=3019.551

残差平方和Sum squared resid =1254108 回归标准差S.E.of regression=299.2978

（3）根据回归方程进行统计检验：

?拟合优度检验

由上表2中的 得知，样本可决系数与修正样本可决系数分别为0.995385和0.995055，计算结果表明，估计的样本回归方程较好地拟合了样本观测值。

?F检验

提出检验的原假设为

H0：β?=β?=0

对立假设为 H1：至少有一个βi不等于零（i=1，2）

由表2得出F统计量为 F-statistic=3019.551

对于给定的显著性水平α=0.05，从附表4的表3中查得分子自由度为1，分母自由度为14的F分布上侧分位数F0.05（1，14）=4.6。而3019.551远远大于3.89，故否定H0总体回归方程是显著的，即在天津市城镇居民全年人均消费性支出与人均可支配收入之间存在显著的线性关系。

?t检验

由表2得到X?的P值0.0000＜0.05，很显著。即可以认为天津市城镇居民全年人均可支配收入对人均消费性支出的影响是显著的。

(4)下面对上述一元线性函数“Yt=977.908+0.670Xt”用White检验进行异方差检验。

?White检验

在方程窗口中依次单击View\ResidualTests\Heteroskedasticity Tests,出现检验方程设定窗口，选择White检验，估计结果如表3

表 3

根据输出结果得到辅助回归方程为

et²=35774-1.3643xt+0.0003xt²

r²=0.4192 nr²=16×0.4196=6.7072 F=4.6919

去显著性水平α=0.05，χ²0.05（2）=5.99＜nr²=6.7072，所以该模型存在异方差。实际上，由nr²对应的p值为0.0350＜0.05，就可认为天津市城镇居民人均消费性支出函数存在异方差。

（5）克服异方差。采用加权最小二乘法进行估计。

步骤如下：在工作文件菜单中点击Quick选Estimate Equation功能。在随后弹出的对话框的方程设定（Equation Specification）选择区键入y c x，再点击对话框中的Option键。在随后的对话框中选择Weighted LS/TSLS，并在Weight后面的空白处输入1/x，点OK,得到估计结果如表4

表4

再进行White检验可知，用最小二乘法估计天津市城镇居民消费支出函数不存在异方差。

取权数w=1/x，得到的回归方程为：

Yi=578.7294+0.70499Xi， R²=0.9970 Adjusted R²=0.9969 故拟合地仍然较好。

线性模型的回归系数β?=0.70499，表明天津市城镇居民人均可支配收入每增加100元时，居民消费性支出将增加70.499元。

(6)用LM、DW统计量检验误差项μi是否存在自相关

已知DW=0.766756，查附表得DW检验临界值dL=1.10,dU=1.37.因为0.766756小于1.10，依据判别规则，认为误差项μi存在正自相关。

根据LM乘数法判断，得表5、表6所示，故模型存在一阶自相关。

表5 LM检验结果（1）

表6 LM检验结果（2）

(7)用广义最小二乘法估计回归参数

首先估计自相关系数ρ，由于DW=0.767，估计ρ=1-0.5DW=0.62

对原变量做广义差分变换。令

GDYt=Yt-0.62Yt-1

GDXt=Xt-0.62Xt-1

以GDYt，GDXt，（1995-20##年）为样本再次回归，得表7，具体步骤如下：在文件窗口中点Object--Generate Series,在Enter equation中输入gdy=y-0.62*y(-1)，即可得到gdy序列，同理亦可得到gdx序列。

表7 回归结果

得出回归方程如下：

GDYt=569.5589+0.6382GDXt

s=(138.7059) (0.021)

t=(4.106) (30.398)

R²=0.986127 Adjusted R²=0.985059 F-statistic=924.0497

可见回归方程的拟合度效果仍然比较好，且DW=2.38.查附表4，dU=1.36。4-1.26=2.74而DW=2.38小于2.74，依据判别规则，误差项已消除自相关。

β0*=569.5589 所以求得β0=β0*/（1-ρ）=1498.839

原模型的广义最小二乘估计结果是

Yt=1498.839+0.6382Xt

经济含义是天津市城镇居民人均消费性支出平均占人均可支配收入的63.82%。

(8)对上述一元线性函数“Yt=977.908+0.670Xt”进行点、区间预测

假设天津市城镇居民人均全年可支配收入在20##年24293（元），利用EViews软件预测未来20##年浙江省城镇居民人均全年消费性支出，步骤如下：

首先在预测钱将样本的区间扩展到2010，并在居民家庭人均可支配收入x序列中相应地输入24293，然后单击OLS估计输出结果上方的菜单Forecast,在Forecast中输入预测序列的名字yf,在S.E.中输入保存预测值标准差的序列名字seyf,点OK即可。

打开yf序列，20##年的预测值对应的就是20##年天津市城镇居民人均全年消费性支出,为17256.11。

打开seyf序列，2010对应的就是yf的标准差，为339.1787，根据公式可以算得20##年国民总收入95%的预测区间分别为【116533.66，117978.56】。

四、实验结果及总结

通过计量经济学这门课程的学习，我们初步掌握了EViews软件的功能及操作步骤，加深了对经济计量工具的应用。从回归方程“Yt=977.908+0.670Xt”得出一个结论：天津市城镇居民人均全年可支配收入增加1元，城镇居民人均全年消费性支出就增加0.67。同时，通过公式在假设已知20##年天津市城镇居民人均全年可支配收入，利用EViews软件也预测了20##年的城镇居民人均全年消费性支出。通过学习，我也知道了EViews不仅能分析现有的数据，还能预测未来的发展，这具有极大的经济意义。

 

第二篇：EVIEWS实验报告 1

广东金融学院实验报告

姓 名 *

系 别 经济贸易系

专 业 经济学

学 号 **

指导教师 **

广东金融学院

20**年06月

影响粮食产量因素分析

摘要：

本文采用计量经济分析方法，以1978-20##年中国粮食产量及其重要因素的时间序列数据为样本，对影响中国粮食生产的多种因素进行了分析。分析结果表明近年来我过粮食生产主要受播种面积、农业基础设施投入不足以及化肥使用量影响。为提高粮食产量、促进粮食生产，首先应该提供一套促进粮食生产的政策措施提高粮食种植效益，增加粮农收入是根本，提高农民生产的积极性，稳定农业面积，加强基础设施建设等一系列措施来增加我国粮食生产能力和生产稳定。

关键词：粮食产量 多因素分析 相关政策

- 、问题提出 ：

由于我国人口众多，土地资源稀缺，在一定程度上造成日益增长的人口数量和粮食之间的矛盾凸显愈加强烈，因此粮食产量的稳定增长，直接影响着人民生活和社会的稳定与发展。粮食生产的不稳定性对国民经济的影响是不可忽略的，在当今，世界可耕地面积日益减少的情况下，如何保证粮食的增产增收，关系着国计民生。因此，分析粮食产量波动的原因，并据此提出相应的对策，对保障粮食生产持续稳定发展具有重要意义。

二、模型设定，数据处理及检验

1 数据：

2 模型设定：

通过对数据进行整理和分析，我们现在初步假设粮食产量与粮食播种面积、化肥使用量、农林渔业从业人数以及粮食的相对价格4个指标之间存在多元线性关系。下一步我们把粮食产量的线性回归模型设定为y=a+b*x1+c*x2+d*x3+e*x4,其中y为粮食产量，x1为粮食播种面积，x2为化肥使用量，x3为农林渔业从业人数，x4为粮食价格指数，以1977年价格指数为基期。也许我们在做这个模型的时候，可能会漏掉一些其他因素，没有考虑在内，也就是遗漏其他重要解释变量。但是我在这里做出重要的说明，因为不仅受以上一些因素影响，也受科学技术等其他方面因素影响，但是考虑其他因素可能会导致严重的多重线性问题，因此我们不得不对一些因素进行剔除，这也是线性相关分析的局限性之一。

2图示法

3 模型结果，检验和调整

通过用eviews软件对数据进行分析，我们可以得到以下数据

通过对数据分析得到x4严重相关关系，，因此，先提出x4这一变量的影响，虽然从经济意义上来说，粮食的价格会影响粮食的产量，但是由于土地是一个定量，即使粮食的价格再高，土地有限，因此对促进粮食增产增量的影响不是很大，因此在做实验时可以考虑对x4粮食价格剔除。然后再利用剩余的变量的数据分析：

根据上面的数据，我们可以得出模型结果为：

Y=-34301.39+0.402978x1+5.401281x2+0.522548x3

T=-2.259040 3.607472 14.33743 2.720661

Se=1518.06 0.111707 0.376726 0.192066

R^2=0.911715 Dw=0.545559 F=99.82759

检验和调整

（1） 经济意义检验

从回归结果可以看，因为随着科学技术的发展，等同的面积和一定科学技术相比，科学技术的进步比在一定面积的土地所能得到的粮食产量更有优势，所以我们得到的模型符合经济意义。

（2） 统计推断检验

从回归结果可以看出，系数=0.911715，认为模型的拟合程度在一定的程度上可以接受，系数比较显著性检验，其他比较次要显著

(3)异方差的检验和消除

用white检验还侦查异方差，得到下表：

在显著性水平为0.1时，由表中的数据可以得出接受该检验

（3） 相关分析，残差相关，相关系数，广义差分法

（1） 检验

对模型进行序列相关性检验，查上表可得存在正相关关系，用差分法，对模型进行修正。

（2） 处理

第一步：首先对原始数据进行OLS估计，得到的残差序列

第二步：：对残差及其滞后变量进行OLS 估计，目的是找到其系数

第三步：构造新的数据，并对数据进行OLS估计

（5）对数据进行拟合分析

Yt=x1t+x2t+x3t+x4t

然后对数据进行LM检验

（6）对数据进行预测

预测2010到20##年我国粮食产量的变化

、

四、结果分析及政策建议

根据以上的分析结果可以认为中国的粮食生产的重要影响包括以下几个因素：x1播种面积、x2化肥使用量、x3农林渔业从业人数、x4粮食零售价格指数，从一般常识来看，这些因素当然直接影响中国粮食总产量，但不能精确地估算这种影响之间的数量关系，而通过计量经济学分析，我们可以更精确地知道影响的程度和大小。当然，由于收集数据的困难，没有能力引入其他变量，事实上对粮食生产的影响因素很多，而且很复杂，很有可能有所偏颇，但是就目前我们所收集的数据来看，这四个因素是不可忽略的重要的影响因素，一下就这四个因素进行分析。

1粮食播种面积：根据我国目前日益减少的粮食播种面积是比较令人担忧的。由于工业用地和居民建筑用地日益紧张的情况下，现在很多地方为了追求单面的GDP增长，不惜毁坏农业用地，这种情况目前在我国很严重，所以本人觉得当今政府有必要出台一些保护农耕，增加农民收入的政策。例如政府可以安排专项资金，大力扶持农业，各市也可以实施一定的奖励措施，对本市农业大户实行一定的奖励。另外一个导致粮食播种面积减少的原因是农村劳动力转移导致荒废粮田。近年来，县域企业的兴起吸纳了大量农村剩余劳动力，这使部分农民选择务工而放弃种田。同时，中国目前的情况是，有70%农民工进城和到沿海地带淘金，家中剩下只有妇女、儿童、老人，年富力强的农村劳动力大量外出，导致农业粗放经营日益显现，使一些原来是种双季稻的改种单季稻，原来是种单季稻的改种经济作物，或者荒芜闲置。

2 化肥的使用量问题：跟来农业的发展离不开化肥，肥生产这些年在我们国家发展得很快，由于我们的化工产业、化肥产业发展得很快，为我们农业的发展、农民的增收，特别是粮食的增产，作出了重要的贡献。我们大体每年现在化肥的使用量是5460万吨。但是，粮食要增产，农业要发展，对化肥的依赖程度当然还会越来越高。我们在使用化肥的时候，也是为了保持整个农业能够持续发展，提升我们的地力，也大力推广有机肥料和农机肥料，但是化肥是肥料的主体，这也是现代农业的重要标志。因此，化肥产业以后还会发展。同时我们也要注意农业化肥的使用量过度会对环境造成一定的负面影响。

3 农林渔业从业人数问题：近年来由于农村劳动力的转移，导致农村的劳动呈现不断下降的趋势，我国现在的农业还不是很现代化，整体还是保持我封建社会的那种牛耕方式，因此农业的发展还是需要大量的劳动力来耕作，但是今年来由于农村收入过低，很多农民都往城市里面跑，这样就导致农林渔业从业的人数不断减少，这种现象不得不引起我的关注，因此政策在保证农业的收入前提下，尽量出台一些相关农业措施，吸引更多的农民从事农业活动。

4 粮食零售价格指数问题：粮食保护价格制度是新粮食流通体制的重要内容，是我国宏观调控粮食市场与价格的重要手段，它是政府在市场经济条件下为保护粮农利益所采取新的措施。虽然粮食保护价格制度在实施过程中存在不少的问题，但是在社会主义市场经济条件下是十分必要的。其一，农业是国民经济的基础，粮食又是农业的基础。粮食问题不仅关系到亿万农民的切身利益，还制约着国民经济的发展水平。农业受到自然风险和市场风险的双重制约，属于弱质产业；粮食生产比较低，粮农在市场经济条件下处于不利的地位，需要政府的支持和保护。其二，在市场经济下粮食价格受多种因素的影响，导致粮食价格波动频繁，一旦出现价格持续下滑，粮食价格难以自我平衡，粮农利益受到沉重的打击，这也需要政府采必要的干预手段，使粮价恢复到合理的水平。其三，国外发达国家的实践已证明，实行保护价格制度的是政府调控粮食价格市场的有效手段。其四，改革开放以来，我国已进入工业化的高速发展阶段，已具备了实施粮食保护价格体制的基本经济条件。

当然由于我现在的知识水平有限，而且粮食生产是一个很复杂问题，以上仅仅是利用影像粮食生产中的几个因素时间序列做出很肤浅的简单的多元回归分析，从一个侧面分析了中国粮食生产中存在的问题，针对这几个影响因素，提出了解决问题的对策措施，事实上，粮食问题远远超过了这几个简单的影响因素，对粮食问题的研究还需要进一步深化。

【参考文献】

1 中国粮食每年统计年鉴网站

2 中国粮食生产主要影响因素的多因素动态关联分析中的农业经济问题