自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正

1、實(shí)驗(yàn) 2 自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模?掌握自相關(guān)模型的檢驗(yàn)方法與處理方法 . 。、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容及要求：表 1 列出了 19852007 年中國(guó)農(nóng)村居民人均純收入與人均消費(fèi)性支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。（ 1）利用 OLS法建立中國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均純收入的線性模型。（ 2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)。（3）如果存在自相關(guān)，試采用適當(dāng)?shù)姆椒右韵?。? 1985 2007年中國(guó)農(nóng)村居民人均純收入與人均消費(fèi)性支出（單位：元）年份全年人均純收入（現(xiàn)價(jià)）全年人均消費(fèi)性支 出 （現(xiàn)價(jià)）消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1985=100）1985397.6317.421001986423.8357106.11987462.639

2、8.3112.71988544.9476.7132.41989601.5535.4157.91990686.3584.63165.11991708.6619.8168.91992784659.8176.81993921.6769.7201199412211016.8124819951577.71310.36291.419961923.11572.1314.419972090.11617.15322.3199821621590.33319.119992214.31577.42314.320002253.4167031420012366.41741316.520022475.61834315.22

3、0032622.241943.3320.220042936.42185335.620053254.932555343200635872829348.1200741403224366.9實(shí)驗(yàn)如下：首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，將全年人均純收入和全年人均消費(fèi)性支出相應(yīng)調(diào)整為全年實(shí)際人 均純收入和全年實(shí)際人均消費(fèi)性支出。圖11、用 OLS估計(jì)法估計(jì)參數(shù)圖2圖3圖形分析：圖4從圖 4 中可以看出，中國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均純收入存在著顯著的正相關(guān) 關(guān)系。估計(jì)回歸方程： 從圖 3 中可以得出，估計(jì)回歸方程為：Y=56.21878+0.698928Xt=(3.864210)(31.99973)2R2=0.97

4、9904 F=1023.983 D.W.=0.4099032. 自相關(guān)檢驗(yàn)1）圖示法圖5從圖 5 中， 可以看出殘差的變化有系統(tǒng)模式， 連續(xù)為正或連續(xù)為負(fù)， 表示殘差項(xiàng)存在一 階正自相關(guān)。（2）DW檢驗(yàn)從圖 3中可以得到 D.W.=0.409903 ，在顯著水平去 5%，n=23，k=2，dL=1.26, d U=1.44 。 此時(shí) 0<D.W.< d L，表明存在正自相關(guān)。3）B-G 檢驗(yàn)圖6從圖 6中可得到， nR2=14.90587 ，臨界概率 P=0.0006 ，因此輔助回歸模型是顯著的， 即存在自相關(guān)性。又因?yàn)椋?e t-1 ， et-2 的回歸系數(shù)均顯著地不為 03. 自相關(guān)的修正使用廣義差分法對(duì)自相關(guān)進(jìn)行修正：圖7對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：Yt-0.815024Y t-1 = 1( 1-0.815024 )+2(Xt -0.815024X t-1 )+ut對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸：圖8從圖 8 中可以得出此時(shí)的 D.W.=1.324681 ，在取顯著水平為 5%，n=23， k=2，dL=1.26, dU=1.44 ，模型中 dL<DW<Ud，此時(shí)不能確定是否存在自相關(guān)。在廣義差分法無(wú)法完成修正的情況下，現(xiàn)建立對(duì)對(duì)數(shù)模型：圖9對(duì)雙對(duì)數(shù)模型進(jìn)行調(diào)整：圖10圖11從圖 11 中可以得出此時(shí)的 D.W.=1.985950 ，在取