经济学实验系统使用手册

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《宏观经济学〉实验指导手册共14页word资料

西安交通大学经济与金融学院《宏观经济学》实验指导手册目录实验指导手册 (3)1.1 实验一：分析影响我国城镇居民消费的因素 (3)1.1.1 实验目的 (3)1.1.2 实验设备 (3)1.1.3 实验内容 (3)1.1.4 实验原理 (3)1.1.5 实验步骤 (4)1.1.6实验结果 (4)1.2 实验二：分我国消费、投资与GDP增长关系的计量分析 (5)1.2.1 实验目的 (5)1.2.2 实验设备 (5)1.2.3实验内容 (5)1.2.4实验原理 (5)1.2.5实验步骤 (6)1.2.6实验结果 (6)1.3 实验三：财政收入、支出对国内生产总值的影响分析 (7)1.3.1 实验目的 (7)1.3.2 实验设备 (7)1.3.3 实验内容 (7)1.3.4 实验原理 (8)1.3.5 实验步骤 (8)1.3.6 实验结果 (8)1.4 实验四：货币供给变动对我国经济波动的影响. 错误!未定义书签。

1.4.1 实验目的 (9)1.4.2 实验设备 (10)1.4.3 实验内容 (10)1.4.4 实验原理 (10)1.4.5 实验步骤 (10)1.4.6 实验结果 (11)实验指导手册1.1 实验一：分析影响我国城镇居民消费的因素1.1.1 实验目的1.加深对消费理论相关理论的掌握和理解；2.对我国居民消费问题、政府的有关经济政策有一定程度的认识。

1.1.2 实验设备硬件：PC机软件：Eviews5.1 Windows XP1.1.3 实验内容选取我国1978-2004年的经验数据，使用Eviews软件、采用简单的一元回归方程估计我国对城镇居民人均可支配收入、人均消费支出进行分析，并进行预测。

1.1.4 实验原理从消费函数理论的发展轨迹来看,早期的理论例如绝对收入假说、相对收入假说等认为消费是现期收入的函数，持久收入理论、生命周期理论则注重居民消费的长期安排，而预防性储蓄理论、缓冲库存储蓄理论等最新的消费函数理论强调不确定性对居民消费函数的影响。

计量经济学上机实验手册

实验三异方差性实验目的：在理解异方差性概念和异方差对OLS回归结果影响的基础上,掌握进行异方差检验和处理的方法;熟练掌握和运用Eviews软件的图示检验、G-Q检验、怀特White 检验等异方差检验方法和处理异方差的方法——加权最小二乘法;实验内容：书P116例4.1.4：中国农村居民人均消费函数中国农村居民民人均消费支出主要由人均纯收入来决定;农村人均纯收入除从事农业经营的收入外,还包括从事其他产业的经营性收入以及工资性收入、财产收入和转移支付收入等;为了考察从事农业经营的收入和其他收入对中国农村居民消费支出增长的影响,建立双对数模型：其中,Y表示农村家庭人均消费支出,X1表示从事农业经营的纯收入,X2表示其他来源的纯收入;表4.1.1列出了中国内地2006年各地区农村居民家庭人均纯收入及消费支出的相关数据;表4.1.1 中国2006年各地区农村居民家庭人均纯收入与消费支出单位：元注：从事农业经营的纯收入由从事第一产业的经营总收入与从事第一产业的经营支出之差计算,其他来源的纯收入由总纯收入减去从事农业经营的纯收入后得到;资料来源：中国农村住户调查年鉴2007、中国统计年鉴2007;实验步骤：一、创建文件1.建立工作文件CREATE U 1 31 其中的“U”表示非时序数据2.录入与编辑数据Data Y X1 X2 意思是：同时录入Y、X1和X2的数据3.保存文件单击主菜单栏中File→Save或Save as→输入文件名、路径→保存;二、数据分析1.散点图①Scat X1 Y从散点图可看出,农民农业经营的纯收入与农民人均消费支出呈现一定程度的正相关;②Scat X2 Y从散点图可看出,农民其他来源纯收入与农民人均消费支出呈现较高程度的正相关;2.数据取对数处理Genr LY=LOG YGenr LX1=LOG X1Genr LX2=LOG X2三、模型OLS 参数估计与统计检验 LS LY C LX1 LX2得到模型OLS 参数估计和统计检验结果：Dependent Variable: LY Method: Least Squares Sample: 1 31Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C LX1 R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic 注意：在学术文献中一般以这种形式给出回归方程的输出结果,而不是把上面的软件输出结果直接粘贴到文章中可决系数,调整可决系数,显示模型拟合程度较高;同时,F 检验统计量,在5%的显着性水平下通过方程总体显着性检验;可认为农民农业经营的收入和其他收入整体与农村居民消费支出的线性关系显着成立;变量X2和截距项均在5%的显着性水平下通过变量显着性检验,但X1在10%的显着水平下仍不能通过检验;四、异方差检验对于双对数模型,由于12(0.150214)(0.477453)ββ=<=二者均为弹性系数,可认为其他来源的纯收入而不是从事农业经营的纯收入的增长,对农户人均消费的增长更有刺激作用;也就是说,不同地区农村人均消费支出的差别主要来源于非农经营收入及工资收入、财产收入等其他来源收入的差别,因此,如果模型存在异方差性,则可能是X2引起的;1.图示检验法观察残差的平方与LX2的散点图;①残差resid残差resid变量数据是模型参数估计命令完成后由Eviews软件自动生成在Workfile 框里可找到,无需人工操作获得;注意,resid保留的是最近一次估计模型的残差数据;②残差的平方与LX2的散点图Scat LX2 resid^2从上图可大体判断出模型存在递增型异方差性;2．G-Q法检验异方差补充：先定义一个变量T,取值为1、2、…、31分别代表各省市,用于在做完G-Q检验之后,再按T排序,使数据顺序还原;Data T 提示：输入1、2、…、31①将所有原始数据按照X2升序排列;Sort X2Show Y X1 X2 LY LX1 LX2显示各个变量数据的目的是查看一下,所有变量数据是否按X2升序排列好了;②将31对样本数据,去掉中间的7对,形成两个容量均为12的子样本,即1-12和20-31;③对1-12的子样本做普通最小二乘估计,并记录残差平方和RSS;1Smpl 1 12 意思是：将样本区间由1-31,改为1-12Ls LY C LX1 LX2Dependent Variable: LYMethod: Least Squares Sample: 1 12C LX1 LX2R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson statProbF-statistic子样本1：12ln 3.1412080.398385ln 0.234751ln Y X X e =+++1RSS =④对20-31的子样本做普通最小二乘估计,并记录残差平方和2RSS ; Smpl 20 31 意思是：将样本区间由1-12,改为20-31 Ls LY C LX1 LX2Dependent Variable: LY Method: Least Squares Sample: 20 31Included observations: 12C LX1 R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson statProbF-statistic子样本2：12ln 3.9936440.113766ln 0.6201681ln Y X X e =-++2RSS =⑤异方差检验在5%与10%的显着性水平下,自由度为9,9的F分布临界值分别为0.05(9,9) 3.18F=与0.10(9,9) 2.44F=;因此5%显着性水平下不能拒绝同方差假设,但在10%的显着性水平下拒绝;补充：怀特检验软件操作：在原始模型的OLS方程对象窗口中,选择view/Residual test/White Heteroskedasticity;Eviews提供了包含交叉项的怀特检验“White Heteroskedasticitycross terms”和没有交叉项的怀特检验“White Heteroskedasticityno cross terms”这样两个选择;问题：如果是刚做完上面的G-Q检验,如何得到原始模型答案：先恢复成全样本,再按T排序,然后做OLS回归;SMPL 1 31 意思是：将样本区间恢复到1-31补充：将样本数据按T升序排列,使数据顺序还原;Sort T 意思是：将数据顺序还原Ls LY C LX1 LX2下面是在原始模型的OLS方程对象窗口中,选择view/Residual test/White Heteroskedasticity,然后进行包含交叉项的怀特检验“White Heteroskedasticitycross terms”所得到的输出结果最上方显示了两个检验统计量：F统计量和White统计量nR2；下方显示的是以OLS的残差平方为被解释变量的辅助回归方程的回归结果：F-statistic ProbabilityTest Equation:Dependent Variable: RESID^2Method: Least SquaresDate: 05/03/11 Time: 17:21Sample: 1 31C LNX1 LNX1^2 LNX1LNX2 LNX2 R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic 可见,怀特统计量nR 2==31×,大于自由度也即辅助回归方程中解释变量的个数为5的2分布临界值07.115205.0=）（χ,因此,在5%的显着性水平下拒绝同方差的原假设; 五、采用加权最小二乘法处理异方差以下内容和教材P118-120不一样,但是我们必须掌握的重点——以原始模型的OLS 回归残差的绝对值的倒数为权数,手工完成加权最小二乘估计LS LY C LX1 LX2Genr E=resid 意思是：记录双对数模型OLS 估计的残差用残差的绝对值的倒数对LY 、LX1、LX2做加权： Genr LYE=LY/abs E Genr LX1E=LX1/abs E Genr LX2E=LX2/abs E Genr CE=1/abs E LS LYE CE LX1E LX2EDependent Variable: LYE Method: Least Squares Sample: 1 31CELX1ER-squared Mean dependent varAdjusted R-squared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood Durbin-Watson stat可以看出,lnX1参数的t统计量有了显着改进,这表明在1%显着性水平下,都不能拒绝从事农业生产带来的纯收入对农户人均消费支出有着显着影响的假设;六、检验加权的回归模型是否还存在异方差1.检验是否由LX1E引起异方差Sort LX1E 意思是：将原始数据按LX1E升序排列①子样本1的回归：Smpl 1 12LS LYE CE LX1E LX2EDependent Variable: LYEMethod: Least SquaresSample: 1 12Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CELX1ER-squared Mean dependent varAdjusted R-squared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood Durbin-Watson stat子样本1：RSS=1②子样本2的回归：Smpl 20 31LS LYE CE LX1E LX2EDependent Variable: LYE Method: Least Squares Date: 05/01/11 Time: 23:23 Sample: 20 31Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb.CE LX1E R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihoodDurbin-Watson stat子样本2：2RSS =③异方差检验注意做题的步骤提出假设 22012:H σσ= 22112:H σσ≠ 计算检验统计量：在5%的显着性水平下,自由度为9,9的F 分布临界值分别为0.05(9,9) 3.18F =;因此5%显着性水平下不能拒绝同方差假设;2.检验是否由LX2E 引起异方差Smpl 1 31 意思是：将样本区间复原Sort lx2e 意思是：将原始数据按LX2E 升序排列 ①子样本1的回归： Smpl 1 12LS LYE CE LX1E LX2EDependent Variable: LYE Method: Least Squares Sample: 1 12CE LX1E R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihoodDurbin-Watson stat子样本1：1RSS = ②子样本2的回归： Smpl 20 31LS LYE CE LX1E LX2EDependent Variable: LYE Method: Least Squares Sample: 20 31Included observations: 12CE LX1E R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihoodDurbin-Watson stat子样本2：2RSS =③异方差检验注意做题的步骤提出假设 22012:H σσ= 22112:H σσ≠ 计算检验统计量：在5%的显着性水平下,自由度为9,9的F 分布临界值分别为0.05(9,9) 3.18F =;因此5%显着性水平下不能拒绝同方差假设;结论：用OLS 估计的残差绝对值的倒数作为权数,对存在异方差的模型加权,然后采用OLS估计,则一定会消除异方差;最终通过异方差检验的估计方程为：实验四序列相关性实验目的：在理解序列相关性的基本概念、序列相关的严重后果的基础上,掌握进行序列相关检验和处理的方法;熟练掌握Eviews软件的图示检验、DW检验、拉格朗日乘数LM检验等序列相关性检验方法和处理序列相关性的方法——广义差分法;实验内容：书P132例4.2.1：中国居民总量消费函数建立总量消费函数是进行宏观经济管理的重要手段;为了从总体上考察中国居民收入与消费的关系,P56表2.6.3给出了中国名义支出法国内生产总值GDP、名义居民总消费CONS以及表示宏观税负的税收总额TAX、表示价格变化的居民消费价格指数CPI1990=100,并由这些数据整理出实际支出法国内生产总值GDPC=GDP/CPI、居民实际消费总支出Y=CONS/CPI,以及实际可支配收入X=GDP-TAX/CPI;表2.6.3 中国居民总量消费支出与收入资料单位：亿元年份GDP CONS CPI TAX GDPC X Y19781979198019811982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006资料来源：根据中国统计年鉴2001,2007整理;实验步骤：一、创建文件1.建立工作文件CREATE A 1978 2006 其中的“A”表示年度数据2.录入与编辑数据Data X Y3.保存文件单击主菜单栏中File→Save或Save as→输入文件名、路径→保存;二、数据分析:趋势图Plot X Y 意思是：同时画出Y和X的趋势图从X和Y的趋势图中可看出它们存在共同变动趋势;三、OLS参数估计与统计检验LS Y C XDependent Variable: YMethod: Least Squares Sample: 1978 2006C R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared residSchwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson statProbF-statistic从OLS 估计的结果看,模型拟合较好：可决系数20.9880R =,截距项和斜率项的t 检验值均大于5%显着性水平下自由度为n-2=27的临界值0.025(27) 2.05t =;而且,斜率项符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说;斜率项表明,在1978—2006年间,以1990年价计算的中国居民可支配总收入每增加1亿元,居民消费支出平均增加亿元;四、序列相关性检验 1.图示检验法①残差与时间t 的关系图趋势图 Plot resid②相邻两期残差之间的关系图 Scat resid-1 resid从两个关系图看出,随机误差项呈正序列相关性;.检验值为,表明在5%显着性水平下,n=29,k=2包括常数项,查表得1.34L d =, 1.48U d =,由于.= 1.34L d <=,故存在正序列相关;五、处理序列相关1.修正模型设定偏误剔除虚假序列相关首先面临的问题是,模型的序列相关是纯序列相关,还是由于模型设定有偏误而导致的虚假序列相关;从X 和Y 的趋势图中看到它们表现出共同的变动趋势,因此有理由怀疑较高的2R =部分地是由这一共同的变化趋势带来的;为了排除时间序列模型中这种随时间变动而具有的共同变化趋势的影响,一种解决方案是在模型中引入时间趋势项,将这种影响分离出来;由于本例中可支配收入X 与消费支出Y 均呈非线性变化态势,因此引入的时间变量TT=1,2,……,29以平方的形式出现,回归模型变化为：①编辑变量T data T在数据表中输入1-29; ②做如下的回归 Ls Y C X T^2Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample: 1978 2006 Included observations: 29C X T ^2R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterionSum squared resid 6054792. Schwarz criterionLog likelihood F-statistic 得到如下的修正模型：可见,T 2的t 统计量显着;但是,修正的模型.值仍然较低,没有通过5%显着性水平下的.检验n=29,k=3时,27.1=L D ,56.1=U D ,因此该模型仍存在正序列相关性;补充：序列相关性的拉格朗日乘数检验LM检验在EViews软件中,如果在上面的OLS回归方程界面直接做残差序列的LM检验,那么得到的是如下结果,和书上P133结果不一致：原因：EViews在做LM检验时,为了不损失样本,把滞后残差序列的“前样本”缺失值设定为0Presample missing value lagged residuals set to zero.;这样,它的样本容量仍然是n,而不是n-p;回归结果和书上也有不同;解决办法：要使软件的LM检验结果和教材P133结果一致,办法是进行OLS估计之后,先把残差序列resid用genr生成另一序列e,再做辅助回归,即：genr e=resid先做含1阶滞后残差的辅助回归：ls e c x t^2 e-1Dependent Variable: EMethod: Least SquaresDate: 04/26/13 Time: 07:08Sample adjusted: 1979 2006Included observations: 28 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CXT^2E-1R-squared Mean dependent varAdjusted R-squared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid 2103016. Schwarz criterionLog likelihood Hannan-Quinn criter.F-statistic Durbin-Watson statProbF-statisticLM检验统计量必须自己算：LM=n-pR2=29-1=由于该值大于显着性水平为5%、自由度为1的2分布临界值84.31205.0=）（χ,由此判断原模型存在1阶序列相关;再做含2阶滞后残差的辅助回归： ls e c x t^2 e-1 e-2Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 04/26/13 Time: 07:32 Sample adjusted: 1980 2006Included observations: 27 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C X T^2 E-1 E-2R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regressionAkaike info criterion Sum squared resid 1806465. Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter. F-statistic Durbin-Watson statProbF-statisticLM 检验统计量必须自己算：LM=n-pR 2=29-2=由于该值大于显着性水平为5%、自由度为2的2分布临界值99.52205.0=）（χ,由此判断原模型存在序列相关;但2~-t e 的系数未通过5%的显着性检验,表明在5%的显着性水平下不存在2阶序列相关性;所以,结合前面含1阶、2阶滞后残差的辅助回归结果,可以判断在5%的显着性水平下仅存在1阶序列相关性;2.广义差分法处理序列相关①Ls Y C X T^2 AR1Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sampleadjusted: 1979 2006Included observations: 28 after adjusting endpoints Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C X T^2 AR1R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterionSum squared resid 2164144. Schwarz criterionLog likelihood F-statistic AR1前的参数值即为随机扰动项的1阶序列相关系数,在5%的显着性水平下显着;.= ,在5%显着性水平下,1.18.. 1.65L U d DWd =<<=样本容量为28,无法判断广义差分变换后模型是否已不存在序列相关;②继续引入AR2以下内容和教材P133-134的做法不同,但是我们必须掌握的基本做法Ls Y C X T ^2 AR1 AR2Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sampleadjusted: 1980 2006Included observations: 27 after adjusting endpointsC X T^2 AR1 AR2R-squaredMean dependent var Adjusted R-squared. dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid 1834086. Schwarz criterionLog likelihood F-statisticInverted AR Roots .53 .53+.32iAR2前的参数在10%的显着性水平下显着不为0；且.= ,接近于2,认为在10%显着性水平下,已不存在序列相关;但是,在5%的显着性水平下,则没必要引入AR2;注意：教材P133用LM检验的结果是,引入AR1 的回归方程在5%的显着性水平下已不存在序列相关性,因而不需要引入AR2;补充：下面是针对引入AR1的回归方程式的LM检验的命令操作和检验结果：首先,采用上面得到的1阶自回归系数1也即AR1的系数,做如下的1阶广义差分变量的OLS回归注：与式等价：Ls y-1 c x-1 t^t-1^2Dependent Variable: Y-1Method: Least SquaresDate: 06/02/13 Time: 11:07Sample adjusted: 1979 2006Included observations: 28 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CX-1T^T-1^2R-squared M ean dependent varAdjusted R-squared . dependent var. of regression A kaike info criterionSum squared resid 2164144. S chwarz criterionLog likelihood H annan-Quinn criter.F-statistic D urbin-Watson statProbF-statistic然后,将上述1阶广义差分方程的残差序列resid 记为e ：genr e=resid 最后,做如下的辅助回归：ls e c x-1 t^t-1^2 e-1Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 06/02/13 Time: 11:16 Sample adjusted: 1980 2006Included observations: 27 after adjustmentsVariable CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C X-1 T^T-1^2 E-1R-squaredM ean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression A kaike info criterionSum squared resid 1965048. S chwarz criterionLog likelihood H annan-Quinn criter. F-statistic D urbin-Watson statProbF-statistic于是,LM 检验统计量：LM=27=;查表,当显着性水平为5%时,自由度为1的2的临界值）（1205.0χ为;上述LM ＜）（1205.0χ,表明模型的随机误差项已不存在序列相关;。

实验室管理系统用户手册

实验室管理系统用户手册目录1 系统设置简明步骤。

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42 实验教学 .。

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42.1 实验教学文档。

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1 专业培养计划 .。

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1.3 实验项目。

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.. 8 2。

2 教学任务与安排 ..。

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92.2.1 集中实践环节 .。

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2 教学任务书。

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经济学基础实训指导书

经济学基础实训指导书第一篇：经济学基础实训指导书《经济学基础》实训指导书实训一市场供需调查一、实训目的1.运用第二章均中所学的需求理论、供给理论以及影响供给和需求的因素（包括价格因素和非价格因素）等内容；2.对某产品或市场的行情变化进行描述和分析。

二、实训项目选择学生熟悉的猪肉、手机、服装、电脑、方便面等商品中的一种。

三、实训内容1.选择一个熟悉的产品或行业，描述该产品或行业当前的经济现状；2.分析对需求产生影响的因素及结果；3.分析对供给产生影响的因素及结果；4.形成一个简单的调查报告，字数不少于300字。

四、实训场地与设备说明本实训为课后和随堂进行实训，最后在教室内进行总结。

五、实训分组与操作学生分组，要求学生先到市场上进行调查，收集相关数据，撰写调查报告，然后每组选出一人在课堂上作报告。

教师根据情况给出相应的意见和建议，作出总结。

六、实训课时课外半天时间，课内2课时七、实训考核方式1.提交调查报告 70%2.课堂发言 30%实训二产品生产成本分析一、实训目的了解生产成本的组成，并对生产成本进行分析和应用。

二、实训项目产品生产成本分析三、实训内容1.列出基本数据；2.固定成本、可变成本和总成本分析；3.边际成本、平均可变成本、平均固定成本和平均成本分析；4.总结。

四、实训场地本实训为随堂实训，选择在上课教室进行。

五、实训分组与操作学生分组完成，然后学生讲解，老师总结。

六、实训课时 2课时七、实训考核方式1、方案设计 70％2、课堂讲解 30％实训三自学市场失灵与政府干预一、实训目的1.本章为微观部分的最后一章，通过自学来考察学生学习经济学基础后对经济学知识的自学能力；2.考察学生运用经济学知识分析实际问题的能力（市场失灵、政府干预）；3.训练学生口头表达等综合能力。

二、实训项目自学并讲解市场失灵与政府干预三、实训内容1.通过看课本、借阅图书、上网查找等方式学习关于市场失灵和政府干预的知识；2.形成关于本章知识点的教学方案；3.学生讲解；4.总结。

计量经济实验(Eveiws软件)指导书

计量经济学实验指导书E v i e w s软件湖南农业大学经济学院2009 年10 月实验一 Eviews 软件操作实验一、Eviews是什么Eviews (Econometric Views)是美国QMS（Quantitative Micro Software）公司研制的在Windows 下专门从事数据分析、回归分析和预测的工具。

使用Eviews可以迅速地从数据中寻找出统计关系，并用得到的关系去预测数据的未来值。

Eviews的应用范围包括：科学实验数据分析与评估、金融分析、宏观经济预测、仿真、销售预测和成本分析等。

二、EViews软件的启动与退出1．启动正常安装EViews软件之后，在Windows98/xp开始菜单的程序组中将包括一项“Econometric Views”，双击该项则启动EViews软件，显示图1.1的EViews软件的工作窗口。

图1.1 EViews软件的主窗口2．退出在EViews主菜单上点击File\Exit，系统询问是否保存所修改的工作文件，确认之后将返回到Windows窗口。

3、EViews软件工作窗口的组成如图所示，窗口的顶部是标题栏，标题栏的右端有三个按钮：最小化、最大化（或复原）和关闭。

标题栏左边是控制框，控制框也有上述三个按钮的功能，双击则关闭该窗口。

菜单栏: 标题栏下是主菜单栏。

主菜单栏上共有7个选项：File，Edit，Objects，View，Procs，Quick，Options，Window，Help用鼠标点击打开下拉式菜单（或再下一级菜单），点击某个选项将执行对应的命令。

命令窗口: 主菜单栏下是命令窗口，窗口最左端的竖线是提示符，允许用户在提示符后通过键盘输入EViews（TSP风格）的命令。

如果熟悉Micro TSP的命令，可以在此直接键入。

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[经济学]金融工程实验教学手册

金融工程实验教学手册北京大学经济学院金融学系欧阳良宜说明本实验手册专为北京大学经济学院《金融工程学》课程设计，分为Excel使用初步，利率计算，风险模拟以及二叉树模型等四部分，计划课时为12小时。

在过去的课堂教学中，我们发现学生对理论的具体实现应用的兴趣非常高。

为满足这一需求，我们曾经尝试通过教授编程语言（如Gauss Lite）来帮助学生学习金融工程应用。

但由于学生编程能力不一，这一尝试并未获得大的成功。

从2007年开始，我们开始将实验教学的重点转移至较为普及的商业办公软件Excel。

借助Excel强大的函数功能，我们可以在没有编程的前提下，通过图形界面实现教学计划中的大多数实验设计。

对选修2005/06及2006/07学年《金融工程学》的所有本科生及研究生在本实验手册写作过程中给予的批评和建议，作者在此表示衷心的感谢。

也感谢这些学生在没有实验手册的情况下，忍受了45学时冗长而艰深的课程学习。

作者为本手册中可能存在的任何错漏提前向读者致以歉意。

目录1. Excel函数的使用 (4)1.1财务函数 (4)1.1.1净现值/内部收益率 (4)1.1.2债券价值函数 (6)附录：Excel财务函数完整列表 (8)1.2其它函数 (10)1.2.1EXP()，LN()函数 (11)1.2.2RAND()函数和随机变量 (11)1.2.3统计函数 (13)2.利率的计算 (15)2.1利率期限结构的推导 (15)2.2利率期货 (20)2.3久期（Duration） (23)2.3.1Macaulay Duration & Modified Duration (23)2.3.2近似久期 (25)2.3.4凸度 (25)2.3.5MDuration公式 (26)2.3.6衍生品的久期 (27)2.3.7久期的应用 (28)2.4互换 (30)3.风险模拟 (32)3.1简介 (32)3.2场景分析 (32)3.3单因子风险 (35)3.4双因子风险 (39)3.5多因子风险模拟 (43)4.二叉树模型 (47)4.1单期二叉树 (47)4.2风险中性概率 (48)4.3多期二叉树模型 (50)4.4二叉树模拟 (54)4.5CRR二叉树在Excel中的实现 (55)1. Excel函数的使用Excel是常用的表格计算工具，适合用于公司财务和简单的金融模拟计算来说。

2012年本科计量经济学实验上机手册学生版(为李子奈编写的计量经济学第二版中例题的SAS程序)

附页：上机手册实验一一元线性回归模型的参数估计和统计检验模型：1978-2000年中国人均居民消费支出（CONSP ）对人均GDP （GDPP ）的回归分析CONSP C GDPP βμ=++程序：(一) data china;input year CONSP GDPP @@; cards;数据行（自己输入） ; run;proc print data=china; title ‘china’; run;/*proc gplot data=china; symbol v=plus i=join; plot CONSP*GDPP; run; */proc reg data=china; model CONSP=GDPP; title ‘china’; run;程序（二）P54页习题11数据 data caizheng;input year Y GDP @@; cards;数据行（自己输入）; run;proc print data=caizheng; title ‘caizheng’; run;/*proc gplot data= caizheng; symbol v=plus i=join; plot Y*GDP; run; */proc reg data= caizheng; model Y=GDP; title ‘caizheng’; run;实验二多元线性回归模型的参数估计和统计检验程序（一）课本P77页表3.5.1数据，分别估计课本中P78页式子（3.5.18）和P80页中式子（3.5.19）（注意：这里只采用了1981-1994的数据）： data xiaofei;input year XC1990 Q1990 P01990 P11990 @@; cards;数据行（自己输入） ; run;proc print data=xiaofei;title ‘中国城镇居民人均消费支出’;run;data xiaofei2;set xiaofei;lnQ=log(Q1990);lnX=log(XC1990);lnP0=log(P01990);lnP1=log(P11990);x1=XC1990/P01990;y1=P11990/P01990;lnXP0=log(x1);lnP1P0=log(y1);run;proc reg data=xiaofei2;model lnQ=lnX lnP1 lnP0/DW;title ‘模型3.5.18’;run;proc reg data=xiaofei2;model lnQ=lnXP0 lnP1P0/DW;title ‘模型3.5.19’;run;程序（二）课本P92页习题11数据，模型为对数线性模型：data zhizhao;input number Y K L@@;cards;数据行（自己输入）;run;proc print data=zhizhao;title ‘中国2000年的制造业总体规模’; run; data zhizhao2;set zhizhao;lnY=log(Y);lnK=log(K);lnL=log(L);run;proc print data=zhizhao2;title ‘zhizhao2’;run;proc reg data=zhizhao2;model lnY=lnK lnL;print cli;/*可得95%的置信区间及相对误差值*/run;data zhizhao3;set zhizhao2(keep=Y lnY lnK lnL);lnYY=1.15397+0.60925*lnK+0.36078*lnL; /* 即为012l n*l n*l nY K Lβββ=++*/YY=exp(lnYY); /* 即为ln YY e=*/aa=Y-YY; /* 即为()Y Y-*/Yresid=aa/Y; /* 即为()/Y Y Y-*/ proc print data=zhizhao3;title ‘简单拟合’;run;data zhizhao4;set zhizhao3;keep Y lnYY YY Yresid;proc print data=zhizhao4;run;data zhizhao5;set zhizhao;a=Y/L;lnYL=log(a);b=K/L;lnKL=log(b);run;proc print data=zhizhao5;title ‘zhizhao5’;run;proc reg data=zhizhao5;model lnYL=lnKL;run;实验三异方差模型的检验和处理程序（一）课本P101页表4.1.1数据：data nongcun;input diqu $ Y X1 X2 @@;cards4;数据行（自己输入）;;;;run;proc print data=nongcun;title ‘中国农村居民人均消费’; run;data nongcun2;set nongcun;lnY=log(Y);lnX1=log(X1);lnX1X1=lnX1*lnX1;lnX2=log(X2); lnX2X2=lnX2*lnX2;lnX1X2= lnX1*lnX2;run;proc reg data=nongcun2;model lnY=lnX1 lnX2;title ‘nongcun2’;run;data nongcun3;set nongcun2;e=lnY-(1.60258+0.32541*lnX1+0.50708*l nX2);e1=abs(e);e2=e*e;run;/*proc gplot data=nongcun3;symbol v=plus i=jion;plot e2*lnX2;run;*/proc reg data=nongcun3;model e1=lnX1 lnX2;title ‘用戈里瑟法检验异方差’;run;proc reg data=nongcun3;model e1=X1 X2;title ‘用戈里瑟法检验异方差1’; run;proc reg data=nongcun3;model e2=lnX1 lnX1X1 lnX2 lnX2X2 lnX1X2; title ‘怀特检验法检验异方差’;run;proc reg data=nongcun3;model e2=lnX1 lnX1X1 lnX2 lnX2X2 ; title ‘没有交叉项的怀特检验’; run;data nongcun4;set nongcun2;proc sort data=nongcun4;by X2;proc print data=nongcun4;title ‘nongcun4’;run;data nongcun5;set nongcun2;X22=X2;if X2<=876.0;proc sort data=nongcun5;by X2;proc print data=nongcun5;title ‘nongcun5’;run;proc reg data=nongcun5;model lnY=lnX1 lnX2;title ‘G-Q检验子样本1’;run;data nongcun6;set nongcun2;X22=X2;if X2>=1303.6;proc sort data=nongcun6;by X2;proc print data=nongcun6;title ‘nongcun6’; run;proc reg data=nongcun6;model lnY=lnX1 lnX2;title ‘G-Q检验子样本2’;run;data nongcun7;set nongcun3;lnYjiaq=lnY/e1;lnX1jiaq=lnX1/e1;lnX2jiaq=lnX2/e1;proc print data=nongcun7;title ‘nongcun7’;run;proc reg data=nongcun7;model lnYjiaq=lnX1jiaq lnX2jiaq /DW noint;title ‘加权最小二乘法’;run;实验四序列相关模型的检验和处理程序（一）课本P115页中国商品进口模型，表4.2.1中数据：data MGDP;input year GDP Mt @@;cards;数据自己输入;run;proc print data=MGDP;title ‘MGDP’;run;proc reg data=MGDP;model Mt=GDP/DW;title ‘中国商品进口模型’; run;data MGDP2;set MGDP;MM= 152.90574+ 0.02039*GDP; et=Mt-MM;et_1=lag(et);et_2=lag(et_1);et_3=lag(et_2);run;/* proc gplot data=MGDP2; Symbol v=star i=join;plot et*year;run;proc gplot data=MGDP2; Symbol v=plus i=join;plot et* et_1;run;*//*回归检验法*/proc reg data=MGDP2;model et=et_1;title ‘回归法1’;run;proc reg data=MGDP2;model et=et_1 et_2;title ‘回归法2’;run;/*拉格朗日乘数检验*/proc reg data=MGDP2;model et=GDP et_1 et_2; title ‘拉格朗日乘数检验2阶序列相关’;run;proc reg data=MGDP2;model et=GDP et_1 et_2 et_3;title ‘拉格朗日乘数检验3阶序列相关’;run;/*杜宾两步法修正*/data MGDP3;set MGDP2;Mt_1=lag(Mt);Mt_2=lag(Mt_1);GDPt_1=lag(GDP);GDPt_2=lag(GDPt_1);run;proc reg data=MGDP3;model Mt=Mt_1 Mt_2 GDP GDPt_1 GDPt_2; title ‘杜宾法第一步估计相关系数’; run;data MGDP4;set MGDP3;Mtstar=Mt-(0.93825*Mt_1-0.46865*Mt_2) ;GDPstar=GDP-(0.93825*GDPt_1-0.46865*G DPt_2);run;proc print data=MGDP4;title ‘MGDP4’;run;proc reg data=MGDP4;model Mtstar=GDPstar;title ‘杜宾法第二步’;run;/*科克伦-奥克特迭代法（只迭代两步）修正*/proc reg data=MGDP2;model et=et_1 et_2/noint;title ‘第一次估计相关系数’;run;data MGDP5;set MGDP3;MtM=Mt-(1.10999*Mt_1-0.75138*Mt_2); GDPG=GDP-(1.10999*GDPt_1-0.75138*GDPt _2);run;proc reg data=MGDP5;model MtM=GDPG;title ‘第一次估计待估参数’;run;data MGDP6;set MGDP3(drop=MM et et_1 et_2 et_3); MMM=107.39666+0.01991*GDP;et=Mt-MMM;et_1=lag(et);et_2=lag(et_1);et_3=lag(et_2);run;proc reg data=MGDP6;model et=et_1 et_2/noint;title ‘第二次估计相关系数’;run; data MGDP7;set MGDP6;MtMt=Mt-(1.19578*Mt_1-0.76487*Mt_2); GDPGD=GDP-(1.19578*GDPt_1+-0.76487*GD Pt_2);run;proc reg data=MGDP7;model MtMt=GDPGD;title ‘第二次估计待估参数’;run;/*回归法求4.2.26式*/data MGDP8;set MGDP3;AR1=Mt_1-93.74328-0.02001*GDPt_1;AR2=Mt_2-93.74328-0.02001*GDPt_2; run;proc print data=MGDP8;title ‘MGDP8’;run;proc reg data=MGDP8;model Mt=GDP AR1 AR2/DW;title ‘估计式4.2.26’;run;实验五多重共线性模型的检验和处理程序（一）课本P124页粮食生产模型，表格4.3.3数据：data grain1;input year total X1 X2 X3 X4 X5 @@; cards;数据自己输入;run;proc print data=grain1;title "粮食生产模型原始样本观测值数据";run;proc reg data=grain1;model total=X1 X2 X3 X4 X5/DW;run;proc corr;/*求相关系数矩阵*/var X1 X2 X3 X4 X5;run;proc reg data=grain1;model total=X1 /DW;run;proc reg data=grain1;model total=X2/DW;run;proc reg data=grain1;model total=X4/DW;run;proc reg data=grain1;model total=X5/DW;run;/*以下是逐步回归过程*/proc reg data=grain1;model total=X1 X2 X3 X4 X5/ dw selection=stepwise details=all slentry=0.05 slstay=0.05;/*selecton=stepwise 表示的是reg过程所提供的九种模型选择方法中的逐步法：从不包含任何自变量的模型开始，每一步加入一个自变量，同时判断模型内自变量是否达到剔除标准，如果是则剔除一个自变量；可以先不用details=all这个选项运行一下查看结果，再与有details=all的结果作比较。

计量经济学实验手册

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差自选实验二 8
自结合课程论文，自拟上机内容（不低于 10 定学时上机）。检验（包括 DW 检验、LM 检
6 程组
2
实验六：联立方突出方程识别，TSLS 法
业
实验五：时间序单位根检验、协整分析、误差校正模型 5列
《计量经济学》
实验手册
2010 年 4 月
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计量经济学实验手册

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差自选实验二 8
自结合课程论文，自拟上机内容（不低于 10 定学时上机）。
7 型设定与测量误验）
自选实验一：模变量设定误差检验（包括 DW 检验、LM 检
6 程组
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实验六：联立方突出方程识别，TSLS 法
业
实验五：时间序单位根检验、协整分析、误差校正模型 5列
《计量经济学》
实验手册
2010 年 4 月
Байду номын сангаас
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实验室综合管理系统学生使用手册

实验室综合管理系统学生使用手册一、引言实验室综合管理系统是一种方便、高效的工具，旨在帮助实验室管理人员更好地组织实验室的运作。

本手册旨在向学生介绍如何使用实验室综合管理系统，并提供详细的操作指南。

通过学习本手册，学生将能够熟练地使用实验室综合管理系统，提高实验室工作的效率和准确性。

二、系统登录1.访问系统登录页面在您的浏览器中输入实验室综合管理系统的网址，进入系统登录页面。

2.输入用户名和密码在系统登录页面，输入您的用户名和密码，并点击“登录”按钮。

3.选择角色根据您的身份选择学生角色，并点击“确认”按钮。

三、系统主界面1.个人信息查看在系统主界面，您可以查看您的个人信息，包括姓名、学号、联系方式等。

请确保您的个人信息准确无误。

2.实验室预约实验室综合管理系统提供了实验室预约功能，学生可以提前预约实验室进行实验或学习。

在系统主界面，点击“实验室预约”按钮，进入预约页面。

根据实验室的名称、日期、时间等条件，选择合适的实验室，并填写预约信息。

预约成功后，系统将自动发送预约确认通知到您的邮箱。

3.设备借用如果您需要借用实验室的设备进行实验或学习，可以在系统主界面点击“设备借用”按钮，进入设备借用申请页面。

根据设备的名称、借用日期、归还日期等条件，填写设备借用申请，并提交申请。

系统将自动发送设备借用确认通知到您的邮箱。

4.实验室使用记录查询在系统主界面，点击“实验室使用记录查询”按钮，可以查看您过去的实验室使用记录。

您可以根据日期、实验室名称等条件筛选查询结果，以便更好地了解自己的实验室活动情况。

5.实验室安全管理实验室安全是非常重要的，实验室综合管理系统也提供了实验室安全管理功能。

在系统主界面，点击“实验室安全管理”按钮，可以查看实验室安全规定和操作指南。

请阅读并遵守实验室安全规定，确保实验室工作的安全进行。

四、系统操作注意事项1.保护账户安全请妥善保管您的用户名和密码，不要将其提供给他人。

定期更改密码，并确保密码的强度。

计量经济学实验手册

《计量经济学》实验手册统计学院数量经济研究所2010年4月第三版前言《计量经济学》作为经济学专业的核心课程之一，在我校已开设多年。

多年的教学实践活动中，我们深感计量经济学软件在帮助同学们更好地学习、理解《计量经济学》基本思想、加强具体操作等方面有着重要的作用，我们也在过去的教学活动中采用了多种版本的计量经济学软件，包括TSP、EViews、SPSS、SAS等。

从1998年以来，在我们的《计量经济学》教学活动中，EViews 逐渐成为了计量经济学本科教学的基本使用软件。

实践证明，EViews在辅助教学、科研等方面具有自身的特色和优良的性能。

为此，统计学院数量经济科研所第三次组织人员再次编写了这本实验手册，目的在于加强对西南财经大学国家精品课程《计量经济学》的建设，完善《计量经济学》的课程体系，为同学们提供更好的教学服务产品。

本手册是配合我们所新编写的《计量经济学》教材（科学出版社，2007年）的体系和教学大纲专门编写的。

手册分为两个部分，第一部分是关于EViews的基本操作和EViews在计量经济学中的基本应用，以达到帮助同学们更好的学习、理解《计量经济学》之目的。

第二部分是依据教学要求所安排的6个实验的说明和各个试验的报告，期望同学们能够试验前认真复习准备，试验中积极参与试验，试验后按照要求认真完成实验报告，并上交给试验老师，作为平时成绩的依据之一。

本手册由我院数量经济研究所教师周游、鲁万波、喻开志、龚金国等人编写，由黎实老师审稿。

尽管是再次编写，但由于我们才疏学浅，领悟EViews的精髓不深，手册中肯定存在不足与错误，所有这些不足与谬误完全由我们负责。

因此，还是恳请各位同学、各位老师批评指正，帮助我们进一步修订、完善实验手册。

西南财经大学统计学院数量经济科研所2010年4月第二版前言经过几年来的教学实践，我们在摸索《计量经济学》课程实践性教学的过程中，逐步地积累了一些经验，也感到对《计量经济学》上机手册有必要进行修订与补充完善。

金融信息实验室模拟交易管理系统使用详细说明

金派金融行情分析软件操作说明<一>、软件特色1、丰富的画线工具:提供直线、线段、黄金分割弧度、黄金分割线、阻速线、甘氏线、螺线等画线工具，画线方便快捷。

画完线后可以方便地调整画线位置及角度。

2、精确除权:除权时精确考虑送股、配股和分红对股价的影响，使技术指标分析更准确、更完整。

3、指标曲线图叠加:您可以在图上叠加其它分析指标曲线图进行比较。

4、多图组合:将屏幕等分成小窗，每个小窗显示一只股票的价量走势或一个技术指标曲线，方便您同时观察多只股票，或一只股票的多个技术指标曲线图。

5、多周期分析:《金派金融分析系统》特有的多周期分析功能，使您能在一个窗口中观察一只股票的不同周期的分析曲线。

6、多任务设计:本分析系统为WINDOWS版多任务32位软件，在运行本软件时，您可以同时运行其它软件和工具。

7、彩色打印:本系统支持彩色打印，配上彩色打印机您就可以打印出画面来。

8、快速选股票、选指标功能:使用拼音代码查询技术（键盘精灵），使用商品名称拼音首字母编码，可以方便地查找，您再也不用熟记代码了。

同样，使用指标的英文缩写名称或者中文名称拼音首字母，可方便地找到所要指标。

9、图形无级放大:可实现图形无级放大，速度快，操作简便。

放大、缩小、移动图形可以方便您仔细研究。

10、综合排名:窗口中列出所选类别股票的涨幅、跌幅、振幅、5分钟涨幅、5分钟跌幅、委比、成交量、资金流向等的排名。

11、同图显示多条指标线:一般的金融分析系统可同图显示几条指标线，不能满足部分用户的需要，现在，《金派金融分析系统》可同图显示多条指标线，只要您喜欢，您甚至可以把所有的技术指标线画在一个图中，对指标曲线分析情有独钟的人士，应该可以尽兴了。

12、商品名称排列顺序任意变动:报价分析窗口中的商品初始状态是按默认的顺序排列的。

实验报告管理系统使用手册(学生)

第三部分：学生
学生登录系统成功之后,请先核对您的班级和姓名是否正确,如果有误，请跟管理员联系。

核对完成之后，右侧主页面会列出您未完成的实验报告任务列表。

如果没有未完成的实验报告任务，此处会显示“您没有未完成的实验报告”。

如果需要撰写相应的实验报告任务,请点击相应“撰写"按钮。

点击“撰写"之后,撰写页面会列出本次实验的相关信息，除“实验时间”外,其他内容您无法修改。

因实验报告的前两部分是老师填写，所以您需要填写的地方是从实验报告的第三部份开始:
最后需要您注意的是，您需要上传实验相关资料，且文件必须是。

rar或.zip 格式的压缩文件，上传最大限制为20M.
确认无误后,请点击“提交”。

您还可以查询已经完成的实验报告：
如果您提交过实验报告，并且老师给您打过分数之后,您可以点击“成绩查询"然后选择“课堂实验成绩查询”查看成绩。

如果老师对某一实验报告有资料共享，请您点击“资料下载”然后选择“实验相关资料下载"按钮。

右侧主页面会列出所有您的老师共享给您的资料。

如需下载，请点击相应列的“下载”按钮。

如果您想查看和修改个人资料,请点击“个人资料管理”然后选择“资料管理”。

如果需要修改,请点击“编辑”按钮。

确认无误之后,请点击“提交".
如果您想修改登录密码，请点击页面上方快捷菜单中“密码修改"按钮。

您需要输入密码旧密码,然后输入新密码两次，且两次输入必须一致。

确认无误后点击“确定".。

经济学实验系统使用手册

7、打开“打开”窗口,选择申请文件保存(de)目录,点击打开,申请文件自动生成成功.生成(de)文件名为“”.如图：
8、将生成(de)“”文件发回给我公司,我公司将会给您一个名为“”(de)授权文件,将此文件放到“安装文件/ bin”目录下,软件注册完成,启动软件即可使用.
1、双击“安装文件bin/”文件,会出现一个黑色(de)窗口,等黑色(de)窗口中文字不再跳动时,表明服务器已经启动（为方便启动,你可以把“”文件发送一个快捷方式到桌面,双击该快捷方式即可启动服务）,然后把这个窗口最小化（千万不要关闭该窗口）.
10、InnoDB Tablespace Settings（InnoDB表空间设置）,默认是C:\Installation Path,也可以更改存放位置,点击Next继续.如图：
11、Number of the concurrent connections to the server(服务器(de)并发连接数目)
1. 安装说明
安装环境
一、服务器硬件环境
1、CPU：P4/2G以上
2、内存：4G以上
3、硬盘：40G以上可用空间
4、网卡：100M以上
二、服务器软件环境
1、操作系统：Windows Server 2000或者Windows Server 2003或者Windows XP SP3.
2、数据库系统：MySQLServer （以上版本）（注：可装数据库客户端如：“图形界面工具,使操作数据库更简便）.
院系管理
点击“院系管理”,管理员可以看到所有院系(de)列表,如图所示：
右键点击右侧(de)大学名称,可添加新(de)院系.（若院系未显示,请点击大学名称前(de)三角符号“ ”.）
双击列表中(de)院系名称可修改院系名称与备注.

经济模型分析实践操作手册

经济模型分析实践操作手册第1章引言与经济模型基础 (3)1.1 经济模型的概念与作用 (3)1.2 经济模型的分类与构建方法 (4)1.3 经济模型分析的操作流程 (4)第2章数据收集与处理 (5)2.1 数据来源与收集方法 (5)2.1.1 数据来源 (5)2.1.2 数据收集方法 (5)2.2 数据清洗与预处理 (5)2.2.1 数据清洗 (6)2.2.2 数据预处理 (6)2.3 数据整合与描述性统计分析 (6)2.3.1 数据整合 (6)2.3.2 描述性统计分析 (6)第3章经济指标与变量选择 (6)3.1 经济指标体系构建 (6)3.1.1 宏观经济指标 (6)3.1.2 产业经济指标 (7)3.1.3 区域经济指标 (7)3.2 变量选择与筛选方法 (7)3.2.1 定性筛选方法 (7)3.2.2 定量筛选方法 (7)3.2.3 综合筛选方法 (7)3.3 经济变量间的关系分析 (7)3.3.1 相关性分析 (7)3.3.2 因果关系分析 (7)3.3.3 结构分析 (8)第4章模型构建与假设设定 (8)4.1 模型构建的理论依据 (8)4.2 假设条件设定 (8)4.3 模型参数估计与检验 (9)第5章计量经济学方法应用 (9)5.1 线性回归模型 (9)5.1.1 一元线性回归 (9)5.1.2 多元线性回归 (9)5.2 非线性回归模型 (10)5.2.1 逻辑斯蒂回归 (10)5.2.2 多项式回归 (10)5.3 计量经济学软件应用 (10)5.3.1 R软件 (10)5.3.2 Stata软件 (10)5.3.4 SPSS软件 (11)第6章模型诊断与优化 (11)6.1 模型设定检验 (11)6.1.1 理论基础 (11)6.1.2 方法与步骤 (11)6.2 模型参数稳定性分析 (11)6.2.1 理论基础 (11)6.2.2 方法与步骤 (11)6.3 模型优化策略 (11)6.3.1 理论基础 (11)6.3.2 方法与步骤 (12)第7章经济政策分析 (12)7.1 经济政策模拟方法 (12)7.1.1 计量经济模型 (12)7.1.2 计算机模拟 (12)7.1.3 经济政策模拟软件 (12)7.2 政策效应评估 (12)7.2.1 政策效应指标 (12)7.2.2 政策效应分析 (13)7.2.3 敏感性分析 (13)7.3 政策优化与调整建议 (13)7.3.1 政策参数调整 (13)7.3.2 政策组合策略 (13)7.3.3 政策实施路径优化 (13)第8章风险评估与管理 (13)8.1 经济风险识别与度量 (13)8.1.1 风险识别 (13)8.1.2 风险度量 (13)8.2 风险预警与防范策略 (14)8.2.1 风险预警 (14)8.2.2 防范策略 (14)8.3 风险管理方法与应用 (14)8.3.1 风险管理方法 (14)8.3.2 风险管理应用 (14)第9章经济预测与决策 (14)9.1 经济预测方法 (14)9.1.1 趋势预测法 (14)9.1.2 季节性预测法 (14)9.1.3 指数平滑法 (15)9.1.4 回归分析法 (15)9.2 预测结果分析与应用 (15)9.2.1 预测结果分析 (15)9.2.2 预测结果应用 (15)9.3.1 EDSS的构成 (15)9.3.2 EDSS的功能 (16)第10章案例分析与操作实务 (16)10.1 实际经济问题案例分析 (16)10.1.1 案例一：产能过剩问题分析 (16)10.1.2 案例二：区域经济协调发展研究 (16)10.1.3 案例三：消费升级背景下的产业结构调整 (16)10.1.4 案例四：国际贸易摩擦对我国经济的影响 (16)10.2 经济模型分析操作实务 (16)10.2.1 选择合适的经济模型 (16)10.2.2 收集和整理数据 (16)10.2.3 建立模型并进行实证分析 (16)10.2.4 模型结果解读与验证 (16)10.2.5 模型优化与调整 (16)10.3 操作中应注意的问题与建议 (16)10.3.1 数据质量问题 (16)10.3.2 模型选择与适用性 (17)10.3.3 模型参数设置 (17)10.3.4 跨学科综合分析 (17)10.3.5 结果的实践指导意义 (17)10.3.6 持续跟踪与优化 (17)第1章引言与经济模型基础1.1 经济模型的概念与作用经济模型是对现实经济活动进行抽象和简化的理论框架，旨在揭示经济现象之间的内在联系和规律。

经济学课堂实验实训完整版教学ppt课件全套教程

完全垄断市场具有以下四个特征：
均衡价格由需求和供给决定，因此，需求的变动和供给的变动，就会引起均衡价格和均衡数量发生变动。需求与供给的变动对均衡价格与均衡数量的影响就是供求定理，其内容包括：
（1）需求变动引起均衡价格与均衡数量同方向变动。
（2）供给变动引起均衡价格反方向变动，均衡数量同方向变动。
3.价格理论是微观经济学的中心理论
现实中的案例
农村春联市场：完全竞争的缩影
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实验二完全垄断市场实验
本实验主要参考了罗伯特·J·奥克索比发表于2001 年的课堂实验论文“A Monopoly Classroom Experiment”的设计框架，通过让学生扮演完全垄断厂商和消费者，参与完全垄断市场中的交易，来再现完全垄断厂商的利润最大化原则，进而亲身体验完全垄断厂商的行为模式，直接感受完全垄断条件下的市场绩效。
完全竞争市场具有以下四个特征：
（1）价格既定。（2）产品同质。（3）要素自由。（4）信息充分。
2.均衡价格理论
所谓均衡价格，也就是商品的市场价格，是指一种商品的市场需求量与其市场供给量相等时的价格，或者说，均衡价格是一种商品的市场需求曲线与其市场供给曲线相交时的价格。
市场均衡只是一种理想状态，而且是市场竞争的结果。通常，销售者总想提高价格，购买者总想压低价格。但当现行价格高于均衡价格时，产品的供给量大于产品的需求量，就会出现超额供给，生产者之间的竞争最终将迫使销售者降低要价，从而使得价格下跌。反之，当现行价格低于均衡价格时，产品的供给量小于产品的需求量，就会出现超额需求，消费者之间进行竞争，导致一部分的确需要商品的人提高其出价，抬价争购，从而使得价格上升。在某一价格时，买卖双方的竞争达到势均力敌的状态，产品的供给量等于产品的需求量，最终价格趋于稳定不变，即取得均衡价格。

宏观经济学实验详细操作流程

• 进入后，点击网页上的数据查询进入数据查询系统，如下截图中所示黑色圈住的词条。
进入后的页面如以下截图所示，此时，点击地区数据
• 点击数据查询后进入如下页面，点地区数据出现下拉菜单，再点其中的分省年度数据，如图中紫色底的词条，进入数据系统。
数据查询系统结构如下，在该页面再点左方的国民经济核算词条
• 再在上述页面中，点击地区生产总值指数，出现如下页面。将该页面中的各年地区生产总指数复制到EXCEL表中GDP环比价格指数一栏。
• 在上页面的基础上，移动左半部分的下拉滚动条，看到价格指数。点开，看到居民消费价格指数和商品零售价格指数词条，并点开。
• 点开居民消费价格指数和商品零售价格指数词条后得到如下页面。将居民消费价格指数数据复制到EXCEL表格中的居民消费价格指数一栏。
• （四）网点选择方法 • 混合整数规划模型和遗传算法 • 纯整数非线性规划模型
• （五）运用委托代理理论建立第三方逆向物流的机制设计 • 1、双边委托-代理 • 2、多代理人关系 • 3、多委托人关系 • 4、多委托人多代理人的委托代理关系
• 再用名义值除以定基价格指数计算出实际GDP、实际消费与实际投资与实际政府购买支出与实际净出口。 • 注意：计算实际政府购买支出G与实际净出口时，用消费品定基价格指数计算。
• 将GDP与各构成部分的值复制到两个新建的EXCEL表格，可在sheet2和sheet3 里重新分别建一个表格，做进一步计算与分析。格式如下图所示。
• 再在左边栏中点开固定资产投资价格指数，得到如下页面。将固定资产价格指数数据复制到EXCEL表格中的投资价格指数一栏。
• 数据搜集好后，计算GDP定基价格指数，定基价格指数=当期及以前期环比价格指数的连乘。比如2000定基（以1995 年为基期）价格指数=2000年环比价格指数×1999年环比价格指数×1998年环比价格指数×1997年环比价格指数 ×1996年环比价格指数 • 按照这一原理分别计算出消费品定基价格指数和固定投资定基价格指数。

经济学专业实习指导手册

广东工业大学华立学院学部外语外贸学部专业：经济学二0 一三年五月十日目录目录 (I)1 校外分散教学实习要求 (1)2 校外分散教学实习要紧内容模块 (2)2.1 实习内容1-市场调研 (2)2.2 实习内容2-使用excel对历年GDP增长情形总量、结构分析 (2)2.3实习内容 3-市场调查及推测 (3)2.4 实习内容4-使用excel进行理财和运算 (3)2.5实习内容5-产品、品牌与包装治理 (4)2.6实习内容：6-购买者行为的分析 (4)2.7 实习内容7-学习《银行业金融机构从业人员职业行为指引》 (5)2.8 实习内容8-银行内职业的分类 (5)2.9 实习内容9-授信岗位人员的职务行为 (6)2.10 实习内容10-不良资产处置岗位从业人员的职业行为 (6)2.11 实习内容11-信托岗位从业人员的职业行为 (7)2.12 实习内容12-租赁岗位从业人员的职业行为 (7)2.13 实习内容13-会计岗位从业人员的职业行为 (7)2.14 实习内容14-现金出纳岗位从业人员的职业行为 (8)2.15 实习内容15-统计岗位从业人员的职业行为 (8)2.16 实习内容16-外汇交易、衍生品交易从业人员的职业行为 (9)2.17 实习内容17-银行对公会计从业人员的职业行为 (9)2.18 实习内容18-宏观经济政策分析 (10)生产实习鉴定材料说明 (12)附表A 校外分散教学学生实习内容选题审批表 (13)附表B 校外分散教学学生月生产实习小结 (14)附表C 广东工业大学华立学院校外分散教学生产实习报告书 (15)附表D 校外分散教学生产实习成绩鉴定表 (18)附表E 校外分散教学-学生变更实习单位审批表 (20)毕业实习鉴定材料说明 (22)附表F 广东工业大学华立学院校外分散教学毕业实习报告书 (23)附表G 校外分散教学毕业实习成绩鉴定表 (26)1 校外分散教学实习要求一、校外分散教学的目的：为培养应用型人才，学院决定实施工学结合、校企合作的“3+0.5+0.5”办学模式，通过加强实践教学环节，提高学生实践能力，使学生在猛烈的市场竞争中获得更好的就业机会。