有限元分析大作业报告

有限元分析大作业报告

试题1：

一、问题描述及数学建模

图示无限长刚性地基上的三角形大坝，受齐顶的水压力作用，试用三节点常应变单元和六节点三角形单元对坝体进行有限元分析，并对以下几种计算方案进行比较：

（1）分别采用相同单元数目的三节点常应变单元和六节点三角形单元计算；

（2）分别采用不同数量的三节点常应变单元计算；

（3）当选常应变三角单元时，分别采用不同划分方案计算。

该问题属于平面应变问题，大坝所受的载荷为面载荷，分布情况及方向如图所示。

二、采用相同单元数目的三节点常应变单元和六节点三角形单元计算

1、有限元建模

（1）设置计算类型：两者因几何条件和载荷条件均满足平面应变问题，故均取Preferences 为Structural

（2）选择单元类型：三节点常应变单元选择的类型是Solid Quad 4 node182；六节点三角形单元选择的类型是Solid Quad 8 node183。因研究的问题为平面应变问题，故对Element behavior（K3）设置为plane strain。

（3）定义材料参数：弹性模量E=2.1e11，泊松比σ=0.3

（4）建几何模型：生成特征点；生成坝体截面

（5）网格化分：划分网格时，拾取lineAB和lineBC，设定input NDIV 为15；拾取lineAC，设定input NDIV 为20，选择网格划分方式为Tri+Mapped，最后得到600个单元。

（6)模型施加约束：约束采用的是对底面BC 全约束。大坝所受载荷形式为Pressure ，作用在AB 面上，分析时施加在L AB 上，方向水平向右，载荷大小沿L AB 由小到大均匀分布。以B 为坐标原点，BA 方向为纵轴y ，则沿着y 方向的受力大小可表示为：

}{*980098000)10(Y y g gh P -=-==ρρ

2、 计算结果及结果分析 （1） 三节点常应变单元

三节点常应变单元的位移分布图

三节点常应变单元的应力分布图

（2）六节点三角形单元

六节点三角形单元的变形分布图

六节点三角形单元的应力分布图

单元类型最小位移（mm）最大位移（mm）最小应力（Pa）最大应力（Pa）三节点0 0.0284 5460.7 392364

六节点0 0.0292 0.001385 607043

①最大位移都发生在A点，即大坝顶端，最大应力发生在B点附近，即坝底和水

的交界处，且整体应力和位移变化分布趋势相似，符合实际情况；

②结果显示三节点和六节点单元分析出来的最大应力值相差较大，原因可能是B

点产生了虚假应力，造成了最大应力值的不准确性。

③根据结果显示，最小三节点和六节点单元分析出来的最小应力值相差极为悬

殊，结合理论分析，实际上A点不承受载荷，最小应力接近于零，显然六节点三角形单元分析在这一点上更准确。

④六节点的应力范围较大，所以可判断在单元数目相同的前提下，节点数目越多，

分析精度就越大；但是节点数目的增多会不可避免地带来计算工作量增加和计算效率降低的问题。

三、分别采用不同数量的三节点常应变单元计算

1、有限元建模（单元数目分别为150和1350）

2、计算结果及结果分析

（1）单元数目为150的常应变三节点单元

（2）单元数目为1350的常应变三节点单元

（3

单元数最大位移（mm）最小应力（Pa）最大应力（Pa）

91 0.0270 10923.5 301924

1350 0.0288 3640.16 452618

（4）结果分析

单元数目的增加，最大位移变化不大，应力变化范围逐步增大；网格划分越密，分析的结果准确度将会提高；单元数目的增加和节点数目的增加都会造成计算量的增加和计算速度的下降的问题。

四、当选常应变三角单元时，分别采用不同划分方案计算

1、方案一

2、方案二

3、

4、

由以上分析结果可知，由于方案一和二都只有四个单元，所以在计算应力和位移的时结果的准确度较低。分析应力图可知，方案二得出的最大应力不在坝底和水的交界处，不符合实际情况，而方案一的最大应力所在位置符合实际情况，所以总体来说，方案一的分析结果优于方案二。

试题3：

一、问题描述及数学建模

图示为一带圆孔的单位厚度（1M ）的正方形平板，在x 方向作用均布压力0.25Mpa ，试用三节点常应变单元和六节点三角形单元对平板进行有限元分析，并对以下几种计算方案的计算结果进行比较：

（1）分别采用相同单元数目的三节点常应变单元和六节点三角形单元计算； （2）分别采用不同数量的三节点常应变单元计算；

在y 轴上，孔边应力的精确解为：MPa x 75.0-=σ，在x 轴上，孔边应力的精确解为：MPa y 25.0=σ

6mm

x

y

0．25MPa

0．25MPa

48m

由图可知，本题所研究问题为平面应力问题，又因此平板结构关于图示中X 、Y 轴对称，可以利用此对称性，取截面的四分之一进行分析计算。

二、采用相同单元数目的三节点常应变单元和六节点三角形单元计算

1、三节点常应变单元

2、六节点三角形单元

DMX SMN SMX

三节点0.309e-04 0.390e-05 0.309e-04 -0.708 0.225 六节点0.309e-04 0.391e-05 0.309e-04 -0.78 0.258 理论值-0.75 0.25

由上表可看出，在单元数目相同的情况，六节点常应变三角形单元的分析精度要高于三节点常应变三角形单元。所以，当单元形状和大小相同时，高阶单元的计算精度要高于低阶单元。

三、采用不同数量的三节点常应变单元计算

1、第一次加密

2、第二次加密

DMX

SMN SMX

单元数

不加密 0.309e-4 0.391e-5 0.309e-4 -0.701 0.225 2225 第一次加密 0.309e-4 0.393e-5 0.309e-4 -0.726 0.234 5020 第二次加密 0.309e-4 0.395e-5 0.309e-4 -0.741 0.247 9140 理论值 -0.75 0.25

随着单元数目的增多，计算结果逐渐的接近高阶单元的计算结果。

加筋板建模：

一、 问题描述及数学建模

加筋板的几何模型如图所示。

四边简支的板，受到均布压力0.1Mpa 的作用，求变形和应力。 要求：使用shell63和beam188单元。

二、 有限元建模 1、 几何建模

用工作平面把平板按照加强筋的位置分割成如下图所示的几何模型。

纵向加强筋 20200

28100

?⊥

? 横向加强筋 L15010010??

9m

6m

板厚 t=15mm

2、属性定义：

单元类型——板：shell63 加强筋：beam188 材料属性——杨氏模量E=2.1e+11，泊松比0.3

实常数——板厚0.02m

梁截面（Section）——纵向加强筋

14250

2680

?

⊥

?

；横向加强筋L10010012

??

3、梁的方向点：每一根横向加强筋和纵向加强筋都要定义一个方向点

4、改变线的方向：改变线的方向的目的是改变梁的方向

5、有限元模型

不显示梁截面的有限元模型

不显示梁截面的位移云图

不显示梁截面的应力云图

显示梁截面的有限元模型

（a ）横向加强筋L25020010??截面形状 （b ）纵向加强筋16180

24120

?⊥

?截面形状

显示梁截面的载荷模型

显示梁截面的位移云图显示梁截面的应力云图

三、结果分析

最大位移最大应力最小应力无加筋板 2.301m 1080Mpa 8.09Mpa

有加筋板0.004233m 46Mpa 0.0472Mpa

分析：从结果中可以看出有加筋板的最大位移，最大应力都相对没有加筋板的小很多，即加筋板可以有效的增强板材的结构强度，使变形程度大大减小，承受载荷的能力显著提高，所以，工程中带加筋板的板材性能优越，应用广泛。

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y=H ，0

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右上角节点 )(2 15,24,15,1t t t += 左下角节点 C t ?=1001,5 右下角节点 )2(211,24,55,5λ λ x h t t x h t ?++?+= 左边界节点 C t i ?=1001,，42≤≤i 上边界节点 C t j ?=200,1，42≤≤j 右边界节点 )2(415,15,14,5,+-++= i i i i t t t t ，42≤≤i 下边界节点 )42()2(211,51,5,4,5∞+-?+++?+=t x h t t t x h t j j j j λλ ，42≤≤j 内部节点 )(2 1,1,11,1,,j i j i j i j i j i t t t t t +-+-+++= ，4,2≤≤j i 三、源程序 1、G-S 迭代法 t=zeros(5,5); t0=zeros(5,5); dteps=0.0001; for i=2:5 %左边界节点 t(i,1)=100; end for j=2:4 %上边界节点 t(1,j)=200; end t(1,1)=(t(1,2)+t(2,1))/2; t for k=1:100 for i=2:4 %内部节点 for j=2:4 t(i,j)=(t(i-1,j)+t(i+1,j)+t(i,j-1)+t(i,j+1))/4; end end t(1,5)=(t(1,4)+t(2,5))/2;%右上角节点 for i=2:4;%右边界节点 t(i,5)=(2*t(i,4)+t(i-1,5)+t(i+1,5))/4; end for j=2:4; %下边界节点

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度近似看做节点所在区域的平均温度。利用热平衡法列出各个节点温度的代数方程。 第一种情况： 内部角点： 11 ~8,15~611 ~2,5~2) (4 1 1,1,,1,1,====++++=+-+-n m n m t t t t t n m n m n m n m n m 平直边界1： 11~8),2(4 1 5~2),2(4 1 1,161,16,15,161,11,12,1,=++==++=+-+-n t t t t m t t t t n n n n m m m m 平直边界2：

计量经济学案例分析一元回归模型实例分析报告

∑ 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。

(完整word版)计量经济学实践报告 2

课程名称： 课程名称：计量经济学 学生姓名：阳诗琪 学号：201174250203 班级： 1102班 专业：金融学 2013 年 5 月 5日

计量经济学实验报告 多元回归模型实验 【实验目标】：通过上机实验,使学生能够使用 Eviews 软件 【实验内容】：1.用Eviews完成多元线性回归模型的统计检验 2.对Eviews结果对应的相关统计检验进行解释 【实验步骤及分析】: 1、经济理论 理论上认为影响成品钢材的需求量的因素主要有经济发展水平、收入水平、产业发展、人民生活水平提高、能源转换技术等因素。 产量、原煤产量1980——1998年的有关数据如下表。 年份成品钢 材（万 吨）y 原油(万 吨)x 1 生铁（万 吨）x 2 原煤（亿 吨）x 3 发电量 （亿千 瓦）x 4 铁路货 运量（万 吨）x 5 固定资 产投资 额(亿 元）x 6 居民消 费（亿 元）x 7 1980 2716.2105953802.4 6.23006.2111279 910.92317.1 1981 2670.1101223416.6 6.23092.107673 9612604.1

2、模型估计 多元线性回归模型的基本形式：设随机变量y 与一般变量x 1,x 2,...x p 的理论线性回归模型为: y=εββββ+++++p p x x x (22110) 其中β1,β2，。。。，βp 是p+1个未知参数，β0称为回归常数,β1,β2，。。。，βp 称为回归系数。y 称为被解释变量(因变量)，而x 1,x 2,...x p 是p 个可以精确测量并可控制的一般变量，称为解释变量（自变量）。ε是随机误差。 3、画散点图 1982 2902 10212 3551 6.66 3277 11349 1230.4 2867.9 1983 3072 10607 3738 7.15 3514 118784 1430.1 3182.5 1984 3372 11461.3 4001 7.89 3770 124074 1832.9 3674.5 1985 3693 12489.5 4384 8.72 4107 130709 2543.2 4589 1986 4058 13068.8 5064 8.94 4495 135635 3120.6 5175 1987 4356 13414 5503 9.28 4973 140653 3791.7 5961.2 1988 4689 13704.6 5704 9.8 5452 144948 4753.8 7633.1 1989 4859 13764.1 5820 10.54 5848 151489 4410.4 8523.5 1990 5153 13830.6 6238 10.8 6212 150681 4517 9113.2 1991 5638 14009.2 6765 10.87 6775 152893 5594.5 10315.9 1992 6697 14209.7 7589 11.16 7539 157627 8080.1 12459.8 1993 7716 14523.7 8739 11.51 8395 162663 13072.3 15682.4 1994 8482 14608.2 9741 12.4 9281 163093 17042.1 20809.8 1995 8979.8 15004.94 10529.27 13.61 10070.3 165885 20019.3 26944.5 1996 9338.02 15733.39 10722.5 13.97 10813.1 168803 22974 32152.3 1997 9978.93 16074.14 11511.41 13.73 11355.53 169734 22913.5 34854.6

传热学报告

《传热学》三级项目报告书 钢生锈表面黑度测量 姓名： 课程名称：传热学 指导教师：金昕 2013年6月 固体表面黑度的测定 摘要： 通过课上老师讲解，我们了解到实际物体的辐射力与同温度下黑体的辐射力之比称为实际物体的黑度。为了测量固体表面黑度，首先设计一个已知外表面积的工件，将其放入不存在吸收热辐射介质的空腔内（实验中为真空中的系统），测出换热量，通

过调节试件外表面的温度，研究试件表面黑度随温度的变化，再通过对实验数据的分析整理，计算出黑度，通过图像处理，得到固体表面黑度随温度的变化规律，进一步加深了对黑度的认识。 前言： 本项目目的在于熟悉物体表面黑度的测试原理；熟练应用三维设计软件对实验试件的设计；分析影响物体表面黑度的因素；了解实验原理，并对实验设备进行拆装，学会使用各种测试仪表进行测试；提高学生的动手能力、理论联系实际能力和团队的协作能力；得到查阅文献、阅读相关技术资料和调查研究能力的训炼；通过研究报告的撰写使学生在科技文献写作方面获得训练。 本项目主要内容是测定试件表面黑度以及分析黑度随温度变化关系。黑度是辐射换热的重要特性，黑度取决于物体的性质，物体的温度，表面状态，波长，方向，通过本实验的学习黑度概念和黑度测量，自己动手测绘试件、测量数据、分析结果，增强了动手实验能力，培养灵活运用知识的能力和创新思维。 本实验采用真空辐射法测定固体黑度的实验方法，根据公式及日常经验预测试件表面黑度随温度升高呈下降趋势。 实验目的 1、巩固辐射换热理论. 2、掌握用真空辐射法测定固体表面黑度的试验方法. 3、分析固体表面黑度随温度的变化规律. 实验设备介绍及实验原理分析： 通过查阅相关资料，我们了解到研究黑度的方法主要有：辐射法、量热计法和正规热工况法。辐射法是建立在以被测物体的辐射和绝对黑体或其他辐射系数已知的辐射系数为已知的物体辐射，相比较的基础之上的。本实验采用辐射法。 实验原理 当一物体放在另一物体的空腔内，且空腔内不存在吸收热辐射的介质时（如空气），彼此以辐射换热方式进行热交换，其辐射换热量为：

计量经济学实验报告 (3)

1.背景 经济增长是指一个国家生产商品和劳务能力的扩大。在实际核算中，常以一国生产的商品和劳务总量的增加来表示，即以国民生产总值（GDP）和国内生产总值的的增长来计算。 古典经济增长理论以社会财富的增长为中心，指出生产劳动是财富增长的源泉。现代经济增长理论认为知识、人力资本、技术进步是经济增长的主要因素。 从古典增长理论到新增长理论，都重视物质资本和劳动的贡献。物质资本是指经济系统运行中实际投入的资本数量.然而，由于资本服务流量难以测度，在这里我们用全社会固定资产投资总额（亿元）来衡量物质资本。中国拥有十三亿人口，为经济增长提供了丰富的劳动力资源。因此本文用总就业人数（万人）来衡量劳动力。居民消费需求也是经济增长的主要因素。 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年中,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。 本文将以中国经济增长作为研究对象，选择时间序列数据的计量经济学模型方法，将中国国内生产总值与和其相关的经济变量联系起来，建立多元线性回归模型，研究我国中国经济增长变动趋势，以及重要的影响因素，并根据所得的结论提出相关的建议与意见。用计量经济学的方法进行数据的分析将得到更加具有说服力和更加具体的指标，可以更好的帮助我们进行预测与决策。因此，对我国经济增长的计量经济学研究是有意义同时也是很必要的。 2.模型的建立 2.1 假设模型

为了具体分析各要素对我国经济增长影响的大小，我们可以用国内生产总值（Y ）这个经济指标作为研究对象；用总就业人员数（1X ）衡量劳动力；用固定资产投资总额(2X )衡量资本投入：用价格指数（3X ）去代表消费需求。运用这些数据进行回归分析。 这里的被解释变量是，Y ：国内生产总值， 与Y-国内生产总值密切相关的经济因素作为模型可能的解释变量，共计3个，它们分别为： 1X 代表社会就业人数， 2X 代表固定资产投资， 3X 代表消费价格指数， μ代表随机干扰项。 模型的建立大致分为理论模型设置、参数估计、模型检验、模型修正几个步骤。如果模型符合实际经济理论并且通过各级检验，那么模型就可以作为最终模型，可以进行结构分析和经济预测。 国内生产总值 经济活动人口 全社会固定资产投资 居民消费价格指数 1992年 26,923.48 66,782.00 8,080.10 106.4 1993年 35,333.92 67,468.00 13,072.30 114.7 1994年 48,197.86 68,135.00 17,042.10 124.1 1995年 60,793.73 68,855.00 20,019.30 117.1 1996年 71,176.59 69,765.00 22,913.50 108.3 1997年 78,973.03 70,800.00 24,941.10 102.8 1998年 84,402.28 72,087.00 28,406.20 99.2 1999年 89,677.05 72,791.00 29,854.70 98.6 2000年 99,214.55 73,992.00 32,917.70 100.4 2001年 109,655.17 73,884.00 37,213.50 100.7 2002年 120,332.69 74,492.00 43,499.90 99.2 2003年 135,822.76 74,911.00 55,566.61 101.2 2004年 159,878.34 75,290.00 70,477.43 103.9 2005年 184,937.37 76,120.00 88,773.61 101.8 2006年 216,314.43 76,315.00 109,998.16 101.5

计量经济学期末报告

计量经济学实验报告 我国居民储蓄余额的影响因素的计量分析 XX学院 XX专业 小组成员：（姓名及学号）

我国居民储蓄余额的影响因素的计量分析 一．研究的目的要求 1.研究的背景 居民储蓄额作为一个国家经济增长中来源最稳定、数额最大的影响因素，它的高低对一国的经济发展、投资和居民生活等方面都有不同程度的影响。目前我国国内居民储蓄意愿强劲、储蓄额居高不下，形成了储蓄的超常增长，主要呈现以下特点：（1）储蓄率世界之冠；（2）储蓄增长速度高于经济和居民收入增长速度；（3）城乡之间差别大；（4）不同收入阶层分布不均匀；（5）不同地区分布极不平均。我国储蓄的超常增长一方面能为银行提供了充足的信贷资金，保证金融机构的稳健运行，还能为国家提供了物质基础；此外，面对世界的日益发展，高储蓄额还能帮助我国进一步改革。但是，在另一方面我还国存在金融机构对资本的运用效益不高、居民投资渠不多、投资效益不稳定等问题。这些问题导致我国现在储蓄存款过剩、消费不足和资本形成不足同时并存的局面。 2013年6月余额宝正式上线，在此后的一年中该产品的客户数量和管理资产出现爆炸式的增长。截止2014年3月余额宝资金规模已经达到5413亿元，截止2014年4月，居民人民币存款减少1.23万亿元。余额宝作为一条“鲶鱼”和随后出现的众多“宝宝”们一起加速了中国利率市场化的进程，对未来我国储蓄额有着重大影响。 为了分析我国居民储蓄存款如今的发展状况、更好地把握我国储蓄余额未来的走向，所以对我国储蓄余额的及其影响因素的研究是十分必要的。 2.影响因素的分析 为了研究影响中国储蓄余额高低的主要原因，分析居民储蓄余额增长规律，预测中国储蓄余额的增长趋势，需要建立计量经济模型。通过参考相关文献并结合我国经济发展的实际情况提出了以下几个变量。（1）收入水平。根据经济理论可以认为，收入水平是影响储蓄的最主要因素。（2）利率水平。利率作为消费的机会成本也会对储蓄产生影响。理论上认为，利率越高，居民消费的机会成本越高，所以会减少消费增加储蓄；反之，利率越低消费成本越低，居民会增加消费减少储蓄。（3）物价水平。物价水平会影响消费和储蓄。物价水平越高相同消费水平需要支付的货币更多。而且物价水

西安交通大学传热学大作业---二维温度场热电比拟实验

二维导热物体温度场的数值模拟

一、物理问题 有一个用砖砌成的长方形截面的冷空气通道，其截面尺寸如下图1-1所示，假设在垂直于纸面方向上用冷空气及砖墙的温度变化很小，可以近似地予以忽略。在下列两种情况下试计算： 砖墙横截面上的温度分布；垂直于纸面方向的每米长度上通过砖墙的导热量。 第一种情况：内外壁分别均匀维持在0℃及30℃； 第二种情况：内外壁均为第三类边界条件，且已知： K m K m W h C t K m W h C t ?=?=?=?=?=∞∞/35.0/93.3,10/35.10,302 22211λ砖墙导热系数 二、数学描写 由对称的界面必是绝热面，可取左上方的四分之一墙角为研究对象，该问题为二维、稳态、无内热源的导热问题。 控制方程： 02 222=??+??y t x t 边界条件： 第一种情况： 由对称性知边界1绝热： 0=w q ； 边界2为等温边界，满足第一类边界条件： C t w ?=0； 边界3为等温边界，满足第一类边界条件： C t w ?=30。 第一种情况： 由对称性知边界1绝热： 0=w q ； 边界2为对流边界，满足第三类边界条件： )()( 2f w w w t t h n t q -=??-=λ； 边界3为对流边界，满足第三类边界条件： )()(2f w w w t t h n t q -=??-=λ。 1 -1图2 -1图

三、方程离散 用一系列与坐标轴平行的间隔0.1m 的二维网格线将温度区域划分为若干子区域，如图1-3所示。 采用热平衡法，利用傅里叶导热定律和能量守恒定律，按照以导入元体（m,n ）方向的热流量为正，列写每个节点代表的元体的代数方程， 第一种情况： 边界点： 边界1（绝热边界）： 5~2)2(4 1 1,11,12,1,m =++= +-m t t t t m m m ， 11~8)2(4 1 1,161,16,15,16=++=+-n t t t t n n n n ， 边界2（等温内边界）： 7,16~7;7~1,6,0,=====n m n m t n m 边界3（等温外边界）： 12,16~2;12~1,1,30,=====n m n m t n m 内节点： 11 ~8,15~6;11~2,5~2)(41 1,1,,1,1,====+++= -+-+n m n m t t t t t n m n m n m n m n m 第二种情况 边界点： 边界1（绝热边界）： 5~2)2(4 1 1,11,12,1 ,m =++=+-m t t t t m m m ， 11~8)2(4 1 1,161,16,15,16=++=+-n t t t t n n n n ， 边界2（内对流边界）： 6~1) 2(2221 11,61,6,5,6=++++= ??-+n Bi t Bi t t t t n n n n ， 3 -1图

计量经济学实验报告

《计量经济学》实验报告一，数据 二，理论模型的设计 解释变量：可支配收入X 被解释变量：消费性支出Y 软件操作： （1）X与Y散点图

从散点图可以粗略的看出，随着可支配收入的增加，消费性支出也在增加，大致呈线性关系。因此，建立一元线性回归模型： 01i i i Y X ββμ=++ （2）对模型做OLS 估计 OLS 估计结果为 272.36350.7551Y X ∧ =+ 011.705732.3869t t == 20.9831.. 1.30171048.912R DW F === 三，模型检验 从回归估计结果看，模型拟合较好，可决系数为0.98，表明家庭人均年可消费性支出变化的98.31%可由支配性收入的变化来解释。 t 检验:在5%的显著性水平下1β不显著为0，表明可支配收入增加1个单位，消费性支出平均增加0.7551单位。 1，预测 现已知2018年人均年可支配收入为20000元，预测消费支出预测值为 0272.36350.75512000015374.3635Y =+?= E(X)=6222.209，Var(X)=1994.033

则在95%的置信度下，E( Y)的预测区间为（874.28,16041.68） 2，异方差性检验 对于经济发达地区和经济落后地区，消费支出的决定因素不一定相同甚至差异很大。如经济越落后储蓄率越高，可能出现异方差性问题。 G-Q检验 对样本进行处理，X按从大到小排序，去掉中间4个，分为两组数据， 128 n n ==分别回归

1615472.0RSS = 2126528. 3R S S = 于是的F 统计量： ()() 12811 4.86811RSS F RSS --==-- 在5%的想著想水平下，0.050.05(6,6) 4.28,(6,6)F F F =>，即拒绝无异方差性假设，说明模型存在异方差性。

计量经济学实验报告

计量经济学实验报告 ：马艺菡 学号：4 班级：9141070302 任课教师：静文

实验题目简单线性回归模型分析 一实验目的与要求 目的：影响财政收入的因素可能有很多，比如国生产总值，经济增长，零售物价指数，居民收入，消费等。为研究国生产总值对财政收入是否有影响，二者有何关系。 要求：为研究国生产总值变动与财政收入关系，需要做具体分析。 二实验容 根据1978-1997年中国国生产总值X和财政收入Y数据，运用EV软件，做简单线性回归分析，包括模型设定，模型检验，模型检验，得出回归结果。 三实验过程：（实践过程，实践所有参数与指标，理论依据说明等） 简单线性回归分析，包括模型设定，估计参数，模型检验，模型应用。 （一）模型设定 为研究中国国生产总值对财政收入是否有影响，根据1978-1997年中国国生产总值X和财政收入Y，如图1 1978-1997年中国国生产总值和财政收入（单位：亿元）

1996 66850.5 7407.99 1997 73452.5 8651.14 根据以上数据作财政收入Y 和国生产总值X的散点图，如图2 从散点图可以看出，财政收入Y和国生产总值X大体呈现为线性关系，所以建立的计量经济模型为以下线性模型： （二）估计参数 1、双击“Eviews”，进入主页。输入数据：点击主菜单中的File/Open/EV Workfile—Excel—GDP.xls; 2、在EV主页界面点击“Quick”菜单，点击“Estimate Equation”,出现“Equation Specification”对话框，选择OLS估计，输入““y c x”,点击“OK”。即出现回归结果图3；

计量经济学实验报告(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1 4、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

计量经济学研究报告

计量经济学研究报告 ——居民消费水平与经济增长 081国贸5 乔林甫200822012 一．研究目的要求 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有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民啥呢干活水平的具体体现。从理论上说，居民的消费水平应随着经济的发展耳提高。改革开放以来，随着中国经济的快速反韩，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也在不断增长。研究汇总过全体居民的消费水平与经济发展的数量关系，对于探寻居民消费增长的规律性，预测居民消费的发展趋势有重要意义。 二．模型设定 为了分析居民消费水平与经济增长的关系，选择中国能代表城乡所有居民消费的“全体居民人居消费水平”未被解释变量（用Y表示），选择表现经济增长水平的“人均国内生产总值”为解释变量（用X表示）。下表为1990~2007年的有关数据。 1990~2007年中国居民人均消费水平和人均GDP

为分析居民人均消费水平（Y）和（X）的关系，做下图所示散点图。 从说散点图可以看出X与Y成纤维线性关系，为分析中国居民消费

水平随人均GDP 变动的数量规律性，可以建立如下简单线性回归模型： Y=1β+2βt X+t u t 三．参数估计 由最小二乘估计回归模型，得 可由规范的形式将参数估计和检验的结果写为 Y?= 502.5658+0.361361*X （96.78204）(0.012173) T = （5.192758）(34.53896) R2=0.986765 F=1192.940 S.E=214.1663

四．模型检验 经济意义检验： 回归系数的符号和数值大小合理。 统计检验： 拟合优度检验： R2 =0.986765接近于1，表明模型对样本的拟合优度高。F检验： F=1192.940 > F（K，N-K-1）=αF（1，18-2）=4.49表明 α 回归系数至少有一个显著不为零，模型线性关系显著。 T检验： t=5.192758 > 2/αt（N-K）=2/αt（18-2）=2.120,接受原假设，X估计值有显著影响 回归系数的经济意义： 人均消费水平每增加一个百分点，人均GDP增加0.361361元。五．回归预测 如果2008年人均GDP将比2007年增长10%，将达到20827.4元/人利用所估计的模型可预测2008年居民可能达到的年消费水平，点预测值的计算方法为 = 502.5658+0.361361*20827.4=8028.78（元）Y? t