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1、 第五次作業(yè)1、T (-3.764951)(125.3411) F=15710.39 DW=0.523428該回歸方程可決系數(shù)高,回歸系數(shù)均顯著。對樣本量為36,一個解釋變量的模型,5%的顯著性水平下,查DW統(tǒng)計表可知,模型中DW<,顯然模型中存在自相關(guān)。從殘差圖中也可看出。殘差圖如下殘差的變動有系統(tǒng)模式,連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù),表明殘差序列存在一階正自相關(guān)。采用廣義差分法:對進(jìn)行滯后一期的自回歸得回歸方程,由此可知,對原模型進(jìn)行廣義差分,得廣義差分模型:對廣義差分方程進(jìn)行回歸T (-2.021984)(50.16820) F=2516.848 DW=2.097157其中 由于使用廣義差分?jǐn)?shù)
2、據(jù),樣本容量減少了一個,為35個。在顯著性水平5%下。查得 ,模型中DW=2.097157>,說明在5%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)。得最終模型:2、X1:人均收入/元 Y1:人均生活消費支出/元 X3:商品零售物價指數(shù)/%X2:人均實際收入/元 Y2:人均實際支出/元建立居民收入-消費模型為:采用根據(jù)物價指數(shù)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。即X2:人均實際收入/元 Y2:人均實際支出/元作最小二乘回歸如下:T (6.446390)(53.62068) DW=0.574663N=19.在顯著性水平5%下查表得 模型中DW<,顯然模型中存在自相關(guān)。從殘差圖中也可看出。殘差的變動有系統(tǒng)模式,連續(xù)
3、為正和連續(xù)為負(fù),表明殘差序列存在一階正自相關(guān)。采用廣義差分法:對進(jìn)行滯后一期的自回歸得回歸方程,由此可知,對原模型進(jìn)行廣義差分,得廣義差分模型:T (4.439737)(32.39512) F=1049.444 DW=1.830746其中 由于使用廣義差分?jǐn)?shù)據(jù),樣本容量減少了一個,為18個。在顯著性水平5%下。查得 ,模型中DW=1.830746>,說明在5%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)。得最終模型:北京市人均實際收入增加1元時,平均說來人均實際生活消費支出將增加0.669元。4、建立日本工薪家庭收入-消費模型為:T (6.136073)(30.00846) F=900.5078
4、 DW=0.352762該回歸方程可決系數(shù)高,回歸系數(shù)均顯著。對樣本量為25,一個解釋變量的模型,5%的顯著性水平下,查DW統(tǒng)計表可知,模型中DW<,顯然模型中存在自相關(guān)。從殘差圖中也可看出。殘差圖如下殘差的變動有系統(tǒng)模式,連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù),表明殘差序列存在一階正自相關(guān)。采用廣義差分法:對進(jìn)行滯后一期的自回歸得回歸方程,由此可知,對原模型進(jìn)行廣義差分,得廣義差分模型:對廣義差分方程進(jìn)行回歸T (2.917533)(7.154796) F=51.19110 DW=2.377660其中 由于使用廣義差分?jǐn)?shù)據(jù),樣本容量減少了一個,為24個。在顯著性水平5%下。查得 ,模型中DW=2.3776
5、60>,說明在5%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)。得最終模型:模型說明日本工薪居民收入每增加1元,平均說來消費增加0.54元。5、Y:地區(qū)生產(chǎn)總值 X:固定資產(chǎn)投資額對模型:進(jìn)行回歸如下:T (9.007529)(24.45123) DW=1.159788對樣本量為21,一個解釋變量的模型,5%的顯著性水平下,查DW統(tǒng)計表可知,模型中DW<,顯然模型中存在自相關(guān)。由殘差圖也可看出:殘差的變動有系統(tǒng)模式,連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù),表明殘差序列存在一階正自相關(guān)。采用廣義差分法:對進(jìn)行滯后一期的自回歸得回歸方程,由此可知,對原模型進(jìn)行廣義差分,得廣義差分模型:對廣義差分方程進(jìn)行回歸T (6.546372)(15.15871) DW=1.441543其中 由于使用廣義差分?jǐn)?shù)據(jù),樣本容量減少了一個,為20個。在顯著性水平5%下。查得 ,模型中DW=1.441543>,說明在5%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)。得最終模型:令:(固定資產(chǎn)投資指數(shù)),(地區(qū)生產(chǎn)總值增長指數(shù))使用模型:作回歸如下:T (15.73556)(7
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