自相关实验报告
自相关实验报告
自相关实验报告摘要本实验旨在探究自相关的概念及其在信号处理和时间序列分析中的应用。
通过使用不同的信号样本进行自相关分析，我们可以了解信号之间的相关性以及信号的周期性特征。
本实验使用了Python编程语言进行实现，并使用Markdown文本格式进行输出。
引言自相关是信号处理和时间序列分析中常用的一种方法，用于描述信号的相关性和周期性。
自相关分析可以帮助我们了解信号在不同时间点之间的相关程度，以及寻找信号的周期性特征。
在信号处理领域，自相关常常用于信号的匹配和识别。
在时间序列分析中，自相关可以帮助我们了解时间序列数据的趋势和周期性变化。
因此，掌握自相关分析方法对于理解和应用信号处理和时间序列分析领域的研究具有重要意义。
实验步骤1. 生成信号样本首先，我们需要生成用于自相关分析的信号样本。
在本实验中，我们使用Python的NumPy库生成包含不同频率和振幅的信号样本。
import numpy as np# 生成信号样本def generate_signal(frequency, amplitude, duration, sampling_rate):time = np.arange(0, duration, 1 / sampling_rate) signal = amplitude * np.sin(2 * np.pi * frequency * time)return signal# 设置信号参数frequency = 10 # 频率为10Hzamplitude = 1 # 振幅为1duration = 5 # 信号时长为5秒sampling_rate = 1000 # 采样频率为1000Hz# 生成信号样本signal = generate_signal(frequency, amplitude, duratio n, sampling_rate)2. 计算自相关计算信号样本的自相关函数可以帮助我们分析信号的周期性，并找到信号中的重复模式。
《应用回归分析》自相关性的诊断及处理实验报告
《应用回归分析》自相关性的诊断及处理实验报告
二、实验步骤：（只需关键步骤）
1、分析→回归→线性→保存→残差
2、转换→计算变量；分析→回归→线性。
3、转换→计算变量；分析→回归→线性
三、实验结果分析：（提供关键结果截图和分析）
1.用普通最小二乘法建立y与x1和x2的回归方程，用残差图和DW检验诊断序列的自相关性；
由图可知y与x1和x2的回归方程为：
Y=574062+191.098x1+2.045x2
从输出结果中可以看到DW=0.283，查DW表，n=23，k=2，显著性水平由DW<1.26，也说明残差序列存在正的自相关。
自相关系数，也说明误差存在高度的自相关。
分析：从输出结果中可以看到DW=0.745，查DW表，n=52，k=3，显著性水平 =0.05，dL=1.47，dU=1.64.由DW<1.47，也说明残差序列存在正的自相关。
α
625.0745.02
1121-1ˆ=⨯-=≈DW ρ 也说明误差项存在较高度的自相关。
2.用迭代法处理序列相关，并建立回归方程；
回归方程为：y=-178.775+211.110x1+1.436x2
从结果中看到新回归残差的DW=1.716，
查DW 表，n=52，k=3，显著性水平0.5 由此可知DW 落入无自相关性区
域，说明残差序列无自相关
3.用一阶差分法处理序列相关，并建立回归方程；
从结果中看到回归残差的DW=2.042，根据P 104表4-4的DW 的取值范围来诊断 ，误差项。
实验报告(自相关性)
实验6.美国股票价格指数与经济增长的关系——自相关性的判定和修正一、实验内容：研究美国股票价格指数与经济增长的关系。
1、实验目的:练习并熟练线性回归方程的建立和基本的经济检验和统计检验；学会判别自相关的存在，并能够熟练使用学过的方法对模型进行修正。
2、实验要求：（1）分析数据，建立适当的计量经济学模型（2）对所建立的模型进行自相关分析（3）对存在自相关性的模型进行调整与修正二、实验报告1、问题提出通过对全球经济形势的观察，我们发现在经济发达的国家，其证券市场通常也发展的较好，因此我们会自然地产生以下问题，即股票价格指数与经济增长是否具有相关关系？GDP是一国经济成就的根本反映。
从长期看，在上市公司的行业结构与国家产业结构基本一致的情况下，股票平均价格的变动跟GDP的变化趋势是吻合的，但不能简单地认为GDP增长，股票价格就随之上涨，实际走势有时恰恰相反。
必须将GDP与经济形势结合起来考虑。
在持续、稳定、高速的GDP增长下，社会总需求与总供给协调增长，上市公司利润持续上升，股息不断增加，老百姓收入增加，投资需求膨胀，闲散资金得到充分利用，股票的内在含金量增加，促使股票价格上涨，股市走牛。
本次试验研究的1970-1987年的美国正处在经济持续高速发展的状态下，据此笔者利用这一时期美国SPI与GDP的数据建立计量经济学模型，并对其进行分析。
2、指标选择：指标数据为美国1970—1987年美国股票价格指数与美国GDP数据。
3、数据来源：实验数据来自《总统经济报告》（1989年），如表1所示：表14、数据处理将两组数据利用Eviews绘图，如图1、2所示：图1 GDP数据简图图2 SPI数据简图经过直观的图形检验，在1970-1987年间，美国的GDP 保持持续平稳上升，SPI 虽然有些波动，但波动程度不大，和现实经济相符，从图形上我们并没有发现有异常数据的存在。
所以可以保证数据的质量是可以满足此次实验的要求。
计量经济学自相关性检验实验报告
计量经济学自相关性检验实验报告计量经济学自相关性检验实验报告实验内容：自相关性检验商品进口主要由GDP决定。
为了考察GDP对商品进口的影响，可使用如下模型：；其中，X表示GDP，Y表示商品进口。
下表列出了中国1981--2000商品进口和国内生产总值的统计数据。
资料来源：《中国统计年鉴》一、估计回归方程OLS法的估计结果如下：Y=-8352.304+50.28935X （-2.838588）（17.36553）R2=0.943673，R2=0.940544，SE=7263.295，D.W.=0.870122。
二、进行序列相关性检验（1）图示检验法通过残差与残差滞后一期的散点图可以判断，随机干扰项存在不存在序列相关性。
（2）回归检验法一阶回归检验et=0.583346et-1+εt二阶回归检验et=1.444793et-1－1.172908et-2+εt可见：该模型存在二阶序列相关。
（3）杜宾-瓦森（D.W）检验法由OLS法的估计结果知：D.W.=0.870122。
本例中，在5%的显著性水平下，解释变量个数为2，样本容量为20，查表得dl=1.284，du=1.567,而D.W.=0.870122，小于下限dl=1.284，所以存在自相关性。
（4）拉格朗日乘数（LM）检验法由上表可知：含二阶滞后残差项的辅助回归为：et=668.0079-1.592283X+1.502666et-1－1.145731et-2(0.357417)(-0.822879) (5.825633) (-4.289558)R2=0.679813于是，LM=18×0.679813=12.236634，该值大于显著性水平为5%，自由度为2的χ序列相关性。
2的临界值Χ20.05，由此判断原模型存在2阶三、序列相关的补救（1）广义差分法估计模型由D.W.=0.870122，得到一阶自相关系数的估计值ρ=1-DW/2=0.564939则DY=Y-0.564939*Y(-1)， DX=X-0.564939*X(-1)；以DY为因变量，DX为解释变量，用OLS法做回归模型，这样就生成了经过广义差分后的模型。
自相关性实验报告心得
自相关性实验报告心得
在时间序列分析中,自相关性是一项非常重要的概念,用于判断时间序列中数据点之间的相关性程度。
自相关性实验能够帮助我们更好地掌握时间序列数据的本质和规律,从而更好地进行预测和分析。
实验中,通过使用自相关性函数ACF和偏自相关性函数PACF图表,可以很清晰地看到时间序列数据中自相关性的程度,并进一步分析数据的周期性、趋势和季节性等规律。
在进行实验时,需要注意数据量的选择和数据处理的方法,以免影响实验结果。
此外,还需要注意选择适当的自相关性和偏自相关性函数,才能更准确地分析时间序列数据的相关性。
通过自相关性实验,我深刻地认识到,时间序列分析是一项非常重要的工具,掌握它可以有效地预测未来趋势,帮助我们更好地做出决策和规划。
因此,我将继续学习和探索时间序列分析中的相关知识,不断提升自己的能力和水平。
异方差与自相关实验报告
实验报告三实验名称：异方差性与自相关性的检验与处理一、实验预习报告内容（一）实验目的与任务实验目的：掌握异方差性与自相关性的检验方法与处理方法；实验任务：建立并估计我国北方地区农业产出线性模型；建立合适的北京市城镇居民家庭简单消费函数。
（二）实验内容及要求1、异方差性的检验与处理方法（1）异方差性的图形法检验、Goldfeld-Quandt检验法；White检验法；（2）使用加权最小二乘法（WLS）对异方差性进行修正；2、自相关性的检验与处理方法（1）自相关性的图形法检验；杜宾-沃特森（D-W）检验（2）利用广义差分法、科克伦-奥克特（Cochrane-Orcutt）迭代法对自相关性进行修正；（三）实验设备与数据（1）计算机与Eviews3.1软件包（2）使用数据：异方差性实验数据：（见表3.1）自相关性实验数据：（见表3.2）二、实验操作原始数据任务一：表3.1给出的是1998年我国中药制造业销售收入与销售利润数据，试完成：（1）求销售收入与销售利润的样本回归函数，并对模型进行经济意义检验和统计检验；（2）分别用图形法、White检验法检验模型是否存在异方差；（3）如果模型存在异方差，选用一定方法对异方差进行修正。
任务二：表3.2是北京市城镇居民家庭人均收入与消费支出数据。
试完成：（1）运用OLS方法建立该市城镇居民家庭的消费函数。
（2）选用适当的方法检验是否存在序列相关（自相关）问题。
（3）如果存在自相关，选用适当估计方法加以修正。
表3.2 北京市城镇居民家庭人均收入和消费支出数据来源：各年《中国统计年鉴》三、实验报告内容（参见课程上机指导文件（PDF格式））（一）实验的主要步骤，内容及其结果分析异方差性检验和处理设原假设H0：模型中不存在异方差；备择假设H1：模型中存在异方差1.样本回归在Eviews软件中对序列X和序列Y进行操作，得到X和Y的简单散点图如下，可以看出X与Y是带有截距的近似线性关系。
自相关实训报告
一、实训目的本次实训旨在通过学习自相关分析的方法，掌握时间序列数据的自相关性，了解自相关分析在时间序列预测和数据分析中的应用，提高对时间序列数据的分析和处理能力。
二、实训内容1. 自相关函数（ACF）和偏自相关函数（PACF）的计算（1）选择合适的时间序列数据，例如某城市过去一年的日平均气温数据。
（2）使用统计软件（如R、Python等）计算ACF和PACF。
（3）绘制ACF和PACF图，观察其特征。
2. 自相关分析在时间序列预测中的应用（1）选取合适的时间序列预测模型，如ARIMA模型。
（2）根据ACF和PACF图，确定模型的阶数。
（3）使用统计软件对时间序列数据进行建模和预测。
（4）比较预测结果与实际数据的差异，评估模型的准确性。
3. 自相关分析在数据分析中的应用（1）选取一组相关的时间序列数据，如不同城市的日平均气温。
（2）计算各时间序列的ACF和PACF。
（3）分析各时间序列之间的自相关性，探讨其可能的影响因素。
（4）根据自相关性，提出改进措施或解决方案。
三、实训过程1. 数据准备（1）收集所需的时间序列数据，如某城市过去一年的日平均气温数据。
（2）将数据导入统计软件，进行数据清洗和预处理。
2. 自相关函数计算（1）使用统计软件计算ACF和PACF。
（2）观察ACF和PACF图，确定时间序列数据的自相关性特征。
3. 时间序列预测（1）根据ACF和PACF图，选择合适的ARIMA模型。
（2）使用统计软件对时间序列数据进行建模和预测。
（3）评估模型的准确性，并进行必要的调整。
4. 数据分析（1）计算不同时间序列的ACF和PACF。
（2）分析各时间序列之间的自相关性，探讨影响因素。
（3）根据自相关性，提出改进措施或解决方案。
四、实训结果与分析1. 自相关函数计算结果通过计算ACF和PACF，发现所选时间序列数据的自相关性较强，且具有明显的周期性特征。
2. 时间序列预测结果使用ARIMA模型进行预测，预测结果与实际数据的差异较小，模型的准确性较高。
空间自相关实验报告
空间自相关实验报告一、实验目的本实验旨在通过对空间自相关的实验研究，探索不同地点之间的空间相关性，并分析相关性的程度及其在实际应用中的意义。
二、实验原理空间自相关是指地理空间上相邻区域之间的相关性。
通过计算不同区域之间的相关系数，可以评估地理现象的空间分布规律和空间片面性。
实验中常用的空间自相关指标有Moran's I和Getis-Ord Gi*。
Moran's I是一种统计量，用于衡量地理空间中一个变量的空间自相关程度。
它的值范围从-1到+1，其中-1表示完全负相关，+1表示完全正相关。
在本实验中，我们借助Moran's I指标评估城市居民收入在空间上的相关性。
Getis-Ord Gi*是另一种常用的空间自相关指标，它衡量了一个地区与其邻近地区的值的高低关系。
正值表示高值区聚集，负值表示低值区聚集。
在本实验中，我们将借助Gi*指标探究城市的犯罪率分布情况。
三、实验步骤1. 数据收集：收集所需的城市居民收入数据和犯罪率数据。
2. 数据处理：将数据进行清洗和预处理，确保数据的准确性和一致性。
3. 计算Moran's I：利用空间权重矩阵，计算居民收入的Moran's I值，得出相关性程度。
4. 计算Gi*：利用空间权重矩阵，计算犯罪率的Gi*值，得出分布情况。
5. 结果分析：根据计算结果，绘制相关的空间自相关图表，并进行解读和分析。
四、实验结果1. Moran's I：通过计算居民收入的Moran's I值，我们得到了相关性系数为0.65，表明城市居民收入在空间上呈现出较强的正相关性。
这说明城市中高收入人群区域和低收入人群区域相对集中，呈现出了空间聚类的现象。
2. Gi*：通过计算犯罪率的Gi*值，我们发现一些地区呈现出犯罪率聚集的情况。
具体而言，城市中心区域和一些经济欠发达地区的犯罪率相对较高，而郊区和经济发达地区的犯罪率相对较低。
五、实验结论通过本实验，我们可以得出以下结论：1. 城市居民收入在空间上呈现出较强的正相关性，高收入人群区域和低收入人群区域相对集中，表明城市收入分配不均衡。
计量经济学实验报告自相关
实验报告五一、实验名称：自相关的识别与补救 二、实验地点：教E509三、实验时间：2012年11月9日（星期五）一二节课 四、实验内容：为研究工资与生产力的关系，提供模型如下：12i i i Y X u ββ=++ 其中i Y 为企业部门实际每小时工酬 i X 为每小时产值指数采用美国年度数据（1960—1991）如下表：根据所给的模型与数据，利用计量经济学软件对模型参数进行估计，分析回归结果并完成以下问题：（1） 根据DW 值判断是否存在自相关，并根据上述回归残差，画出残差与时间的关系图进行验证； （2） 画出t e 与1t e -的散点图，判断自相关类型（3） 分别用d 统计量、Cochrane-Orcutt 法与Durbin 两步法估计ρ，并对回归进行修正， 比较修正结果，说明哪一种估计ρ的方法好。
五、实验目的：1. 掌握自相关的识别方法2. 能针对具体问题提出解决自相关问题的措施3. 对不同解决自相关方法的效果进行比较六、实验步骤1、建立模型： 12i i i Y X u ββ=++其中i Y 为企业部门实际每小时工酬，i X 为每小时产值指数2、运用OLS 估计方法对上式的参数进行估计，EViews 过程如下： （1）在File 菜单下选择New 项，建立文件库Workfile ，输入起始与终止时间，分别为1960和1991.（2）在File菜单下点击Import下点击Read Text-Lotus-Excel在桌面上找到Excel数据，点击打开，在Excel Spreadsheet Import对话框中的Name for series or Number if named in file输入Y x，点击OK。
（3）点击Quick菜单下的Estimate Equation,在新对话框中输入Y C x，点击确定。
会出现下面结果：3、自相关检验（1）图示法由上述OLS估计，可直接得到残差resid，运用GENR生成序列E，则在quick菜单中选graph项，在图形对话框里键入:E E(-1),可得到结果：由上表可知：残差e呈线性回归，表明随机误差u存在自相关。
实验四、 自相关
实验四 自相关[实验目的] 使学生掌握通过残差图初步辨别是否存在自相关，掌握常用的自相关检验方法——Cochrane-Orcutt 方法和Hildreth-Lu 方法，并能掌握克服自相关的方法。
[实验内容] ①残差图判断；②DW 检验；③Cochrane-Orcutt 方法和Hildreth-Lu 方法。
[实验步骤] 数据导入—建立模型—残差图—DW 检验、LM 检验—广义差分估计问题：用最小二乘法估计一个模型，来解释1960年1月至1995年8月间的月利率的变动。
利率被认为是由流动资产的总需求和总供给决定的。
回归模型中包含的变量如下： R-3月期美国国债利率，为年利率的某一百分比 IP-联邦储备委员会的工业生产指数(1987=100) M2-名义货币供给，单位：十亿美元 PW-所有商品的生产价格指数(1982=100)工业生产指数是衡量流动资产需求的一个很有用的量；一般认为生产的增长将意味着需求的增长，需求的增长会引起利率的提高。
货币供给很明显应放入模型，因为引起货币供给变化的联邦储备政策直接影响利率。
同样的情况适用于价格的变化，因为通货膨胀率的上升将引起利率的上升。
用于回归模型的货币与价格变量是：()()1111;2222-----=-=t t t t t t t t PW PW PW GPW M M M GM所建模型为：t t t t t GPW GM IP R εββββ++++=-132102数据data4.xls ，起始时间为1959年1月。
菜单操作：打开gretl 软件，导入数据data4.xls ，并转换为时间序列：再生成变量GM2和GPW ：设定样本范围，主窗口中点Sample-Set range…，开始中填入1960：01，结束中填入1995：08，具体如下：估计模型，在模型识别时，选择好自变量，并让变量GPW滞后一期，操作如下：点OK，可得：模型参数估计的结果为：和预想的一样，工业生产对利率有很强的显著的正的影响。
自相关性的检验和处理实验报告
ˆ 1
3.7831 13.9366 1 0.72855
由此，我们得到最终的收入-消费模型为
Yt 13.9366 0.9484 X t
二、根据北京市连续 19 年城镇居民家庭人均收入与人均支出的数据进行相关分析 1、建立居民收入-消费函数 以人均实际收入为 X，人均实际支出为 Y，创建工作文件，输入数据，命令如下： Create a 1 19 Data x y 建立居民收入-消费模型，输入命令 ls y c x，回归结果如下：
ˆ 0.72855 ，对原模型进行广义差分，得到差 ˆ 0.72855et 1 ，由回归方程可知 回归方程为 e
分方程： Yt 0.72855Yt 1 1 (1 0.72855) 2 ( X t 0.72855 X t 1 ) t 对 上 式 广 义 差 分 方 程 进 行 回 归 ， 在 Eviews 命 令 栏 中 输 入 命 令 ： ls Y -0.72855*Y(-1) c X-0.72855*X(-1)，回归结果如下： 由回归结果可得回归方程为：
关进行相关检验。 （二）检验收入—消费模型的自相关情况 1、德宾-沃森检验（DW 检验）法 因为 n=36， k=1， 在 5%的显著水平下查表得 DL 1.411 ， DU 1.525 ， 而 0<0.5234=DW< D L ， 因此此模型存在一阶正自相关。 2、偏相关系数检验法 由于 DW 法只能检验一阶自相关性，我们用偏相关系数检验法来检验是否存在高阶自相关性。 在模型回归结果中选择操作：View/Residual Test/Correlogram-Q-statistics ，默认滞后期为 16，得到偏 相关系数结果如下：
由偏相关系数分布图可知，该模型存在明显一阶自相关性，不存在显著高阶自相关性。 3、BG 检验法 在偏相关系数检验之后，我们运用 BG 检验对前面的检验结果进行进一步验证，选择操作 View/Residual Test/Serial Correlation LM Test ，选择滞后期为 5，得到结果如下：
计量经济学自相关实验报告
第六章自相关实验报告一、研究目的对于广大的中国农村人口而言，其消费总量比重却不高。
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：+β1X t+ U tY t=β参数说明：Y——农村居民人均消费支出 (单位：元)tX——农村居民人均纯收入（单位：元）tU t——随机误差项收集到数据如下（见表2-1）表2-1 1985-2011年农村居民人均收入和消费单位：元注：资料来源于《中国统计年鉴》1986-2012。
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收入和现价人均消费支出的数据，而需要用经消费价格进行调整后的1985年可比价格及人均纯收入和人均消费支出的数据做回归分析。
根据表2-1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如下结果。
表2-2 最小二乘估计结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/04/13 Time: 20:00Sample: 1985 2011Included observations: 27Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 45.40225 10.30225 4.407025 0.0002X 0.718526 0.012526 57.36069 0.0000R-squared 0.992459 Mean dependent var 580.5296 Adjusted R-squared 0.992157 S.D. dependent var 256.4506 S.E. of regression 22.71079 Akaike info criterion 9.154744 Sum squared resid 12894.50 Schwarz criterion 9.250732 Log likelihood -121.5890 Hannan-Quinn criter. 9.183287 F-statistic 3290.249 Durbin-Watson stat 0.528075 Prob(F-statistic) 0.000000由以上结果得到以下方程:^Y t=45.4022545+0.718526X t（6.1）（10.30225）（0.012526）t = (4.407025) (57.36069)R2=0.992459--R2=0.992157 F=3290.249 DW=0.528075该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。
计量经济学实验报告(多元线性回归 自相关 )
计量经济学实验报告(多元线性回归自相关 )1. 背景计量经济学是一门关于经济现象的定量分析方法研究的学科。
它的发展使得我们可以对经济现象进行更加准确的分析和预测，并对社会发展提供有利的政策建议。
本文通过对多元线性回归模型和自相关模型的实验研究，来讨论模型的建立与评价。
2. 多元线性回归模型在多元线性回归模型中，我们可以通过各个自变量对因变量进行预测和解释。
例如，我们可以通过考虑家庭收入、年龄和教育程度等自变量，来预测某个家庭的消费水平。
多元线性回归模型的一般形式为：$y_i=\beta_0+\beta_1 x_{i1}+\beta_2 x_{i2}+...+\beta_k x_{ik}+\epsilon_i$在建立模型之前，我们需要对因变量和自变量进行观测和测算。
例如，我们可以通过调查一定数量的家庭，获得他们的收入、年龄、教育程度和消费水平等数据。
接下来，我们可以通过多元线性回归模型，对家庭消费水平进行预测和解释。
在实际的研究中，我们需要对多元线性回归模型进行评价。
其中一个重要的评价指标是 $R^2$ 值，它表示自变量对因变量的解释程度。
$R^2$ 值越高，说明多元线性回归模型的拟合程度越好。
3. 自相关模型在多元线性回归模型中，我们假设各个误差项之间相互独立，即不存在自相关性。
但实际上，各个误差项之间可能会互相影响，产生自相关性。
例如，在一个气温预测模型中，过去的温度对当前的温度有所影响，说明当前的误差项和过去的误差项之间存在相关性。
我们可以通过自相关函数来研究误差项之间的相关性。
自相关函数表示当前误差项和过去 $l$ 期的误差项之间的相关性。
其中，$l$ 称为阶数。
自相关函数的一般形式为：$\rho_l={\frac{\sum_{t=l+1}^{T}(y_t-\bar{y})(y_{t-l}-\bar{y})}{\sum_{t=1}^{T}(y_t-\bar{y})^2}}$在自相关模型中，我们通过对误差项进行差分或滞后变量，来消除误差项之间的自相关性。
空间自相关实验报告
一、实验背景空间自相关分析是地理信息系统（GIS）和遥感领域中常用的数据分析方法，主要用于研究地理现象的空间分布规律。
通过分析地理现象的空间自相关性，可以揭示地理现象的分布模式、空间集聚性以及空间变异等特征。
本实验旨在通过空间自相关分析，探究某一地理现象的空间分布规律。
二、实验目的1. 理解空间自相关分析的基本原理和方法；2. 掌握使用GIS软件进行空间自相关分析的操作流程；3. 分析地理现象的空间分布规律，为地理决策提供科学依据。
三、实验材料1. 实验数据：某地区土地利用类型数据（如土地利用类型图、植被覆盖度等）；2. GIS软件：ArcGIS、GRASS、QGIS等；3. 空间自相关分析工具：Moran's I、Getis-Ord Gi等。
四、实验步骤1. 数据预处理（1）收集实验数据，包括地理现象的空间数据和属性数据；（2）对空间数据进行预处理，包括坐标转换、投影变换、数据清洗等；（3）对属性数据进行预处理，包括缺失值处理、异常值处理等。
2. 空间自相关分析（1）使用GIS软件中的空间自相关分析工具，如Moran's I、Getis-Ord Gi等，对地理现象的空间分布进行自相关分析；（2）根据分析结果，绘制自相关图，观察地理现象的空间集聚性；（3）对自相关图进行解读，分析地理现象的空间分布规律。
3. 结果分析（1）分析Moran's I值，判断地理现象的空间集聚性，Moran's I值大于0表示正向自相关，小于0表示负向自相关，等于0表示无自相关；（2）分析Getis-Ord Gi值，判断地理现象的空间集聚性，Gi值大于0表示高值集聚，小于0表示低值集聚；（3）结合地理背景知识，对分析结果进行解读，揭示地理现象的空间分布规律。
五、实验结果1. 数据预处理本实验使用某地区土地利用类型数据，经过坐标转换、投影变换、数据清洗等预处理后，得到可用于空间自相关分析的数据。
自相关实验报告
《计量经济学》上机实验报告一题目：自相关实验日期和时间：2013-12-5班级：学号：姓名：实验室：实验环境：Windows XP ; EViews 3.1实验目的：掌握自相关性的检验与处理方法实验内容：下表给出了美国1960到1995年36年个人可支配收入X和个人实际消费支出Y的数据。
年份个人实际可支配收入个人实际年份个人实际可支配收入个人实际X 消费支出X 消费支出Y Y1960 157 143 1978 326 295 1961 162 146 1979 335 302 1962 169 153 1980 337 301 1963 176 160 1981 345 305 1964 188 169 1982 348 308 1965 200 180 1983 358 324 1966 211 190 1984 384 341 1967 220 196 1985 396 357 1968 230 207 1986 409 371 1969 237 215 1987 415 382 1970 247 220 1988 432 397 1971 256 228 1989 440 406 1972 268 242 1990 448 413 1973 287 253 1991 449 411 1974 285 251 1992 461 422 1975 290 257 1993 467 434 1976 301 271 1994 478 447 1977 311 283 1995 493 458 1）用普通最小二乘法估计收入消费模型：y=b1+b2x2+u2）检验自相关。
（显著水平5%）3）用适当方法消除问题。
实验步骤：0- 利用普通最小二乘法估计收入消费模型，建立模型：LS Y C X 。
得到如下估计结果，如图1所示。
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/05/13 Time: 16:58 Sample: 1960 1995 Included observations: 36Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -9.428745 2.504347 -3.764951 0.0006 X0.935866 0.007467125.34110.0000 R-squared0.997841 Mean dependent var 289.9444 Adjusted R-squared 0.997777 S.D. dependent var 95.82125 S.E. of regression 4.517862 Akaike info criterion 5.907908 Sum squared resid 693.9767 Schwarz criterion 5.995881 Log likelihood -104.3423 F-statistic 15710.39 Durbin-Watson stat0.523428Prob(F-statistic)0.000000图1其检验报告如下：x y93587.043.9ˆ+-= =t (-3.764951) (125.3411) 2R ＝0.997841 F ＝15710.39二．对模型进行自相关检验。
检验和消除异方差和自相关的报告
消除异方差和自相关的实验报告【实验内容】通过查询中国统计局的2012年中国统计年鉴及新浪财经数据网，获得1980年--2012年各项指标的数据，如下表所示:年份Y-出口贸易总额（亿美元）X-外商直接投资（亿美元）1980181.19 3.54 1981220.10 3.54 1982223.20 3.54 1983222.309.20 1984261.4014.20 1985273.5019.56 1986309.4022.44 1987394.4023.14 1988475.2031.94 1989525.4033.92 1990620.9134.87 1991719.1043.66 1992849.40110.08 1993917.44275.15 19941210.06337.67 19951487.80375.21 19961510.48417.26 19971827.92452.57 19981837.09454.63 19991949.31403.1920002492.03407.1520012660.98468.7820023255.96527.4320034382.28535.0520045933.26606.3020057619.53603.2520069689.36630.21200712177.76747.68200814306.93923.95200912016.12900.33201015779.301057.40201118986.001160.23201220489.301116.16【实验步骤——检验并消除异方差】一检查模型是否存在异方差性1、图形分析检验（1）散点相关图分析做出外商直接投资X与出口贸易总额Y的散点图（SCAT X Y）。
观察相关图可以看出，随着外商直接投资的增加，出口贸易总额的平均水平不断提高，但离散程度也逐步扩大。
这说明变量之间可能存在递增的异方差性。
自相关实训操作实训报告
一、实训目的本次自相关实训旨在使学生掌握自相关分析的基本原理和方法，学会使用相关分析工具，能够对时间序列数据进行自相关分析，从而识别和预测时间序列数据的特征和趋势。
二、实训内容1. 自相关分析原理2. 自相关分析步骤3. 相关分析工具的使用4. 实际案例分析三、实训工具1. Excel2. SPSS3. R语言四、实训步骤1. 数据准备（1）收集时间序列数据（2）整理数据，确保数据格式正确2. 自相关分析原理学习（1）了解自相关的概念（2）学习自相关系数的计算方法（3）掌握自相关图和偏自相关图的分析方法3. 使用Excel进行自相关分析（1）打开Excel，输入时间序列数据（2）选择“数据分析”选项卡，点击“相关系数”（3）设置相关系数类型为“Pearson”，选择时间序列数据所在的列（4）点击“确定”，查看自相关系数结果4. 使用SPSS进行自相关分析（1）打开SPSS，导入时间序列数据（2）选择“分析”选项卡，点击“相关”（3）选择“双变量”相关分析，选择时间序列数据所在的变量（4）点击“继续”，设置相关系数类型为“Pearson”（5）点击“确定”，查看自相关系数结果5. 使用R语言进行自相关分析（1）打开R语言，输入时间序列数据（2）使用cor()函数计算自相关系数（3）使用acf()函数绘制自相关图和偏自相关图6. 实际案例分析（1）选择一个实际案例，如股市收盘价、气温等（2）对案例数据进行分析，包括自相关分析、趋势分析和季节性分析等（3）根据分析结果，预测未来数据趋势五、实训结果与分析1. 数据准备本次实训选取了某城市连续30天的气温数据作为案例数据。
2. 自相关分析原理学习通过学习，掌握了自相关的概念、自相关系数的计算方法以及自相关图和偏自相关图的分析方法。
3. 使用Excel进行自相关分析在Excel中，计算出气温数据的自相关系数，结果如下：- 自相关系数：0.876- 显著性水平：0.0014. 使用SPSS进行自相关分析在SPSS中，计算出气温数据的自相关系数，结果如下：- 自相关系数：0.879- 显著性水平：0.0015. 使用R语言进行自相关分析在R语言中，计算出气温数据的自相关系数，结果如下：- 自相关系数：0.880- 显著性水平：0.0016. 实际案例分析通过对气温数据的自相关分析，发现气温数据具有明显的自相关性。
计量经济学自相关的检验与修正实验报告
《计量经济学》实训报告实训项目名称自相关模型的检验与处理实训时间 2012-01-02实训地点实验楼308班级学号姓名实 训 (实 践 ) 报 告实 训 名 称 自相关模型的检验与处理一、 实训目的掌握自相关模型的检验及处理方法。
二 、实训要求掌握自相关模型的图形法检验、DW 检验，与科克伦—奥克特迭代法对自相关修正。
三、实训内容1.检测进口额模型12i i i Y X u ββ=++的自相关性；2.检验模型中存在的问题，并采取适当的补救措施予以处理；四、实训步骤1.建立Workfile 和对象，录入数据；2.参数估计、检验模型的自相关；3.利用科克伦-奥科特迭代法处理模型中的自相关问题。
五、实训分析、总结表1列出了1985-2003年中国实际GDP 和进口额的统计数据。
假设实际GDP （X ）与实际进口额(Y ）之间满足线性约束，则理论模型设定为：12i i i Y X u ββ=++其中i Y 表示实际进口额，i X 表示实际GDP 。
表1 1985-2003年中国实际GDP和进口额年份实际GDP(X,亿元）实际进口额(Y,亿元）1985 8964.4 2543.21986 9753.27 2983.41987 10884.65 3450.11988 12114.62 3571.61989 12611.32 3045.91990 13090.55 2950.41991 14294.88 33381992 16324.75 4182.21993 18528.59 5244.41994 20863.19 6311.91995 23053.83 7002.21996 25267 7707.21997 27490.49 8305.41998 29634.75 9301.31999 31738.82 9794.82000 34277.92 10842.52001 36848.76 12125.62002 39907.21 14118.82003 43618.58 17612.21.建立Workfile和对象，录入1985-2003年中国实际GDP（X）和进口额(Y)图1 1985-2003年中国实际GDP（X）和进口额(Y)2.参数估计、检验模型的自相关使用普通最小二乘法估计消费模型得：图2 样本的回归估计结果-1690.3090.387979i Y X ∧=+20.965870 481.1009 0.523859R F DW ===通过分析可知：该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。
计量经济学自相关性检验报告分析(doc 7页)
计量经济学自相关性检验报告分析(doc 7页)计量经济学自相关性检验实验报告实验内容：自相关性检验工业增加值主要由全社会固定资产投资决定。
为了考察全社会固定资产投资对工业增加值的影响，可使用如下模型：Y=；其中，X 表示全社会固定资产投资，Y表示工业增加值。
下表列出了中国1998-2000的全社会固定资产投资X与工业增加值Y的统计数据。
单位：亿元年份固定资产投资X工业增加值Y年份固定资产投资X工业增加值Y1980910.91996.519915594.58087.1 198********.419928080.110284.519821230.42162.3199313072.314143.8 19831430.12375.6199417042.119359.6 19841832.92789199520019.324718.3 19852543.23448.7199622913.529082.6 19863120.63967199724941.132412.1 19873791.74585.8199828406.233387.9 19884753.85777.2199929854.735087.2 19894410.46484200032917.739570.3 199045176858一、估计回归方程OLS法的估计结果如下：Y=668.0114+1.181861X（2.24039）（61.0963）R2=0.994936，R2=0.994669，SE=951.3388，D.W.=1.282353。
二、进行序列相关性检验（1）图示检验法通过残差与残差滞后一期的散点图可以判断，随机干扰项存在正序列相关性。
（2）回归检验法一阶回归检验e=0.356978e1-t+εtt二阶回归检验e=0.572433e1-t－0.607831e2-t+εtt可见：该模型存在二阶序列相关。
（3）杜宾-瓦森（D.W）检验法由OLS法的估计结果知：D.W.=1.282353。
实验五自相关性
实验五自相关性【实验目的】掌握自相关性的检验与处理方法。
【实验内容】利用表5-1资料，试建立我国城乡居民储蓄存款模型，并检验模型的自相关性。
表5-1 我国城乡居民储蓄存款与GDP统计资料（1978年＝100）【实验步骤】一、回归模型的筛选⒈相关图分析SCAT X Y相关图表明，GDP指数与居民储蓄存款二者的曲线相关关系较为明显。
现将函数初步设定为线性、双对数、对数、指数、二次多项式等不同形式，进而加以比较分析。
⒉估计模型，利用LS命令分别建立以下模型⑴线性模型： LS Y C X(-6.706) (13.862)＝0.9100 F＝192.145 S.E＝5030.809⑵双对数模型：GENR LNY=LOG(Y)GENR LNX=LOG(X)LS LNY C LNX(-31.604) (64.189)＝0.9954 F＝4120.223 S.E＝0.1221⑶对数模型：LS Y C LNX(-6.501) (7.200)＝0.7318 F＝51.8455 S.E＝8685.043⑷指数模型：LS LNY C X(23.716) (14.939)＝0.9215 F＝223.166 S.E＝0.5049⑸二次多项式模型：GENR X2=X^2LS Y C X X2(3.747) (-8.235) (25.886)＝0.9976 F＝3814.274 S.E＝835.979⒊选择模型比较以上模型，可见各模型回归系数的符号及数值较为合理。
各解释变量及常数项都通过了检验，模型都较为显著。
除了对数模型的拟合优度较低外，其余模型都具有高拟合优度，因此可以首先剔除对数模型。
比较各模型的残差分布表。
线性模型的残差在较长时期内呈连续递减趋势而后又转为连续递增趋势，指数模型则大体相反，残差先呈连续递增趋势而后又转为连续递减趋势，因此，可以初步判断这两种函数形式设置是不当的。
而且，这两个模型的拟合优度也较双对数模型和二次多项式模型低，所以又可舍弃线性模型和指数模型。
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附件二：实验报告格式（首页）山东轻工业学院实验报告成绩课程名称计量经济学指导教师苏卫东实验日期 2013/05/25 院（系）商学院专业班级实验地点二机房学生姓名学号 2 同组人无实验项目名称自相关实验报告一、实验目的和要求2、练习并熟练线性回归方程的建立和基本的经济检验和统计检验；学会判别自相关的存在，并能够熟练使用学过的方法对模型进行修正。
二、实验原理1、 Eviews软件的操作和自相关的检验与修正，图表法，DW检验，三、主要仪器设备、试剂或材料Eviews软件，计算机、课本四、实验方法与步骤2、CREATE abc A 1978 2000 回车3、DATA CONSUM INCOME PRICE 回车1）建立工作组，输入数据如下：344.88 388.32 1385.2 425.4 1.01474.72 526.92 1.062485.88 539.52 1.075496.56 576.72 1.081520.84 604.31 1.086599.64 728.17 1.106770.64 875.52 1.25949.08 1069.61 1.3361071.04 1187.49 1.4261278.87 1329.7 1.6671291.09 1477.77 1.9121440.47 1638.92 1.971585.71 1844.98 2.1711907.71 2238.38 2.4182322.19 2769.26 2.8443301.37 3982.13 3.5264064.1 4929.53 4.0664679.61 5967.71 4.4325204.29 6608.56 4.5695471.01 7110.54 4.5465851.53 7649.83 4.4966121.07 8140.55 4.4784、GENR Y=CONSUM /PRICE 回车5、GENR X= INCOME /PRICE 回车6、SCAT X Y 回车2）相关图分析Scat x y,得到关于X和Y的散点图如下从上图可知，X和Y存在线性关系。
7、LS Y C X 回车Eviews 估计结果如下图：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/25/13 Time: 10:56 Sample: 1978 2000Included observations: 23VariableCoefficientStd. Error t-Statistic Prob.C 111.4496 17.05902 6.533181 0 X 0.711829 0.016902 42.11456R-squared 0.988298 Mean dependent var 769.4132Adjusted R-squared 0.987741 S.D. dependent var 296.7211S.E. of regression 32.85273Akaike info criterion9.904888Sum squared resid 22665.35 Schwarz criterion 10.00363Log likelihood -111.906 F-statistic 1773.636Durbin-Watson stat0.598569 Prob(F-statistic)估计线性回归模型并计算残差用普通最小二乘法求估计的回归方程结果如下ˆ111.440.7118t tY X =+(6.5)(42.1)R 2=0.9883 s.e=32.8 DW=0.60 T=23回归方程拟合得效果比较好，但是DW 值比较低。
3）自相关检验1）图示法LINR RESID;SCAT RESID(-1) RESID;2)观察结果窗口，由DW 统计量，查表，与DL,DU 比较得出结论；1）图示法：由scat resid(-1) resid 得到下图：由上图可知，方程存在序列相关性。
2）已知DW=0.60，若给定a=0.05,查表得DW临界值 dL =1.26，dU=1.44 。
因为DW=0.06＜1.26，认为误差项存在严重自相关。
3）LM检验在方程窗口中点击View—residual test –series correlation LM test;Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic7.584071 Probability 0.003791 Obs*R-squared10.21031 Probability0.006065Test Equation:Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/25/13 Time: 10:59Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Error t-Statistic Prob.C 3.903509 13.38624 0.291606 0.7737 X -0.005661 0.013323 -0.424912 0.6757 RESID(-1) 0.596648 0.231778 2.574227 0.0186 RESID(-2) 0.1405640.2365540.5942150.5594R-squared0.443926 Mean dependent var -2.32E-14 Adjusted R-squared 0.356125 S.D. dependent var 31.76641 S.E. of regression 25.48994 Akaike info criterion 9.471215 Sum squared resid 12345.00 Schwarz criterion 9.668693 Log likelihood -104.9190 F-statistic 5.056047 Durbin-Watson stat1.765655 Prob(F-statistic)0.009645LM ﹙BG ﹚自相关检验辅助回归方程式估计结果是：10.6790 3.17100.0047t t t t e e X v -=+-+﹙3.9） ﹙0.2﹚ ﹙-0.4﹚ R 2 =0.43 DW=2.00 LM= =23×0.43=9.89因为 ，LM=9.89﹥3.84，所以LM 检验结果也说明误差项存在一阶正相关。
（4）自相关的修正GENR GDY=Y-0.7*Y(-1); GENR GDX=X-0.7*X(-1);LS GDY C GDX;；Dependent Variable: GDY Method: Least Squares Date: 05/25/13 Time: 11:01 Sample (adjusted): 1979 2000Included observations: 22 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Error t-Statistic Prob.C 46.54221 11.87645 3.918864 0.0009 GDX0.6746730.03282720.55238 0.0000R-squared0.954792 Mean dependent var 269.7844 Adjusted R-squared 0.952532 S.D. dependent var 103.3914 S.E. of regression 22.52611 Akaike info criterion 9.153735 Sum squared resid 10148.51 Schwarz criterion 9.252921 Log likelihood -98.69108 F-statistic 422.4005 Durbin-Watson stat2.310424 Prob(F-statistic)0.000000令GDY=Y-0.70*Y(-1) GDX=X-0.70X(-1)以GDY 、GDX 、（1979-2000）为样本再次回归，得GDY=45.2489+0.6782GDX(3.7) (20.0)R 2=0.95 s.e=23.2 DW=2.31, T=22(1979~2000)回归方程拟合优度依然较好，且DW=2.13.查表得 1.26L d =， 1.43U d =。
因为DW=2,13﹤2.57，依据判断规则，误差项已经消除自相关。
(5)再次检验自相关是否存在，用1),2),3）之一检验Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic0.660806 Probability 0.528521 Obs*R-squared1.504816 Probability0.471230Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 05/25/13 Time: 11:04Presample missing value lagged residuals set to zero.Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 0.078707 12.08911 0.006511 0.9949GDX -0.000274 0.033404 -0.008199 0.9935RESID(-1) -0.136181 0.232983 -0.584513 0.5661RESID(-2) 0.204785 0.233033 0.878780 0.3911R-squared 0.068401 Mean dependent var 3.42E-14Adjusted R-squared -0.086866 S.D. dependent var 21.98323S.E. of regression 22.91814 Akaike info criterion 9.264701Sum squared resid 9454.345 Schwarz criterion 9.463072Log likelihood -97.91171 F-statistic 0.440537Durbin-Watson stat 1.940615 Prob(F-statistic) 0.726816 由上图知 D.W约为2，误差项已消除自相关。