計(jì)量經(jīng)濟(jì)管理學(xué)及財(cái)務(wù)知識(shí)分析答案

1、稗計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)全部扮答案（龐浩）第翱二版扳第二章練習(xí)題及佰參考解答 澳 氨2.1 啊為研究中國(guó)的貨稗幣供應(yīng)量(以貨唉幣與準(zhǔn)貨幣M2絆表示)與國(guó)內(nèi)生傲產(chǎn)總值(GDP辦)的相互依存關(guān)胺系，分析表中1伴990年絆耙2007年中國(guó)昂貨幣供應(yīng)量（M絆2）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)隘總值（GDP）八的有關(guān)數(shù)據(jù):般 壩表2.9 1骯990年矮叭2007年中國(guó)岸貨幣供應(yīng)量和國(guó)叭內(nèi)生產(chǎn)總值疤(單位:億元)唉年份辦貨幣供應(yīng)量M2癌國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值G唉DP19901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006200715293.4 19349.9 2540

2、2.2 34879.8 46923.5 60750.5 76094.9 90995.3 104498.5 119897.9 134610.4 158301.9 185007.0 221222.8 254107.0 298755.7 345603.6 403442.2 18718.321826.226937.335260.048108.559810.570142.578060.883024.388479.298000.5108068.2119095.7135174.0159586.7184088.6213131.7251483.2巴資料來(lái)源:中國(guó)胺統(tǒng)計(jì)年鑒200扳8,中國(guó)統(tǒng)計(jì)出百版社案對(duì)貨幣供應(yīng)

3、量與唉國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作般相關(guān)分析，并說(shuō)拜明相關(guān)分析結(jié)果辦的經(jīng)濟(jì)意義。哎練習(xí)題鞍2.1 絆參考解答: 埃計(jì)算中國(guó)貨幣供暗應(yīng)量(以貨幣與昂準(zhǔn)貨幣M2表示俺)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總巴值(GDP)的扮相關(guān)系數(shù)為:案計(jì)算方法: 氨 艾 或艾 計(jì)算結(jié)果:鞍昂M2扒GDP氨M2安1叭0.99642斑6148646巴GDP邦0.99642巴6148646白1把 經(jīng)濟(jì)意義: 半這說(shuō)明吧中國(guó)貨幣供應(yīng)量翱與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值扳(GDP)的線(xiàn)爸性相關(guān)系數(shù)為0愛(ài).996426辦,線(xiàn)性相關(guān)程度唉相當(dāng)高。絆2.2 傲為研究美國(guó)軟飲盎料公司的廣告費(fèi)叭用X與銷(xiāo)售數(shù)量暗Y的關(guān)系,分析盎七種主要品牌軟扮飲料公司的有關(guān)吧數(shù)據(jù)骯 辦 跋 表皚2.罷10

4、 凹 美國(guó)軟飲藹料公司廣告費(fèi)用吧與銷(xiāo)售數(shù)量哎品牌名稱(chēng)捌廣告費(fèi)用X(百巴萬(wàn)美元)吧銷(xiāo)售數(shù)量Y(百暗萬(wàn)箱)捌Coca-Co按la Clas俺sic辦131.3啊1929.2罷Pepsi-C笆ola氨92.4邦1384.6班Diet-Co辦ke昂60.4柏811.4礙Sprite哎55.7暗541.5愛(ài)Dr.Pepp拜er扒40.2翱546.9澳Moutain襖 Dew頒29.0凹535.6絆7-Up壩11.6礙219.5敗資料來(lái)源:(美拔)柏 Anders盎on癌 癌D R按等. 商務(wù)與經(jīng)半濟(jì)統(tǒng)計(jì).機(jī)械工岸業(yè)出版社.19背98. 405巴繪制礙美國(guó)軟飲料公司爸廣告費(fèi)用與銷(xiāo)售敖數(shù)量敖的相關(guān)圖, 并巴

5、計(jì)算相關(guān)系數(shù)，澳分析其相關(guān)程度瓣。岸能否在此基礎(chǔ)上襖建立回歸模型作盎回歸分析？邦練習(xí)題擺2.2骯參考解答隘美國(guó)軟飲料公司白的廣告費(fèi)用X與哎銷(xiāo)售數(shù)量Y的散頒點(diǎn)圖為熬說(shuō)明美國(guó)軟飲料邦公司的廣告費(fèi)用捌X與銷(xiāo)售數(shù)量Y班正線(xiàn)性相關(guān)。相關(guān)系數(shù)為：百x翱y翱x哎1靶0.97814哀8015384柏y扳0.97814哀8015384扒1巴說(shuō)明美國(guó)軟飲料藹公司的廣告費(fèi)用般X與銷(xiāo)售數(shù)量Y敖的正相關(guān)程度相氨當(dāng)高。壩若以銷(xiāo)售數(shù)量Y疤為被解釋變量,傲以廣告費(fèi)用X為吧解釋變量,可建白立線(xiàn)性回歸模型啊 佰 爸 罷利用拔EViews白估計(jì)其參數(shù)結(jié)果阿為艾經(jīng)t檢驗(yàn)表明,傲 廣告費(fèi)用X對(duì)挨美國(guó)軟飲料公司襖的銷(xiāo)售數(shù)量Y確辦有顯著影

6、響?；匕藲w結(jié)果表明，廣爸告費(fèi)用X每增加敗1百萬(wàn)美元, 斑平均說(shuō)來(lái)軟飲料拌公司的銷(xiāo)售數(shù)量擺將增加14.4骯0359(百萬(wàn)斑箱)。伴2.3 隘為了研究深圳市辦地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政稗收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)皚總值的關(guān)系，得拌到以下數(shù)據(jù)：暗表頒2.11 罷 深圳市地背方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收昂入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總皚值癌年 份罷地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政癌收入Y霸（億元）安本市生產(chǎn)總值(岸GDP)X岸（億元）背1990愛(ài)21.70頒171.67傲1991伴27.33奧236.66胺1992襖42.96背317.32版1993癌67.25斑453.14翱1994藹74.40.背634.67熬1995熬88.02辦842.48扳1996靶131.75

7、扮1048.44擺1997百142.06啊1297.42哀1998安164.39拜1534.73罷1999唉184.21搬1804.02擺2000矮221.92安2187.45拔2001敖262.49斑2482.49稗2002敗265.93斑2969.52辦2003皚290.84罷3585.72哀2004百321.47跋4282.14案2005澳421.38敖4950.91藹2006佰500.88案5813.56白2007澳658.06把6801.57背資料來(lái)源: 深耙圳市統(tǒng)計(jì)年鑒2伴008. 中國(guó)把統(tǒng)計(jì)出版社啊(1)吧建立深圳地方預(yù)藹算內(nèi)財(cái)政收入對(duì)熬本市生產(chǎn)總值般GDP絆的回歸模型；靶(2)

8、奧估計(jì)所建立模型芭的參數(shù)，解釋斜按率系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意礙義；案（把3跋）對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)礙行檢驗(yàn)。隘(4)霸若是版200霸8年深圳市的本斑市生產(chǎn)總值為凹80扒00拜億元扳，試對(duì)哎 200絆8年深圳市的財(cái)拔政收入作出點(diǎn)預(yù)擺測(cè)和區(qū)間預(yù)測(cè)襖 (啊)捌。哎練習(xí)題2.3參扳考解答:骯建立深圳地方預(yù)拜算內(nèi)財(cái)政收入對(duì)扒GDP八的回歸模型，建半立扮EViews耙文件，利用地方案預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入罷（Y）和巴GDP邦的數(shù)據(jù)表，作散疤點(diǎn)圖翱 佰 瓣 阿可看出地方預(yù)算挨內(nèi)財(cái)政收入（Y鞍）和氨GDP按的關(guān)系近似直線(xiàn)翱關(guān)系，可建立線(xiàn)敖性回歸模型：靶 啊 伴 叭利用安EViews愛(ài)估計(jì)其參數(shù)結(jié)果壩為搬 敖 拜即 俺 班 佰 耙 （9.

9、86挨74） (0.癌0033)疤 芭 唉 巴t=(2.奧0736壩) (26般.拜1038百)啊 壩 邦R襖2扒=0.9771胺 F=傲681.把4064愛(ài)經(jīng)檢驗(yàn)說(shuō)明,深懊圳市的GDP對(duì)爸地方財(cái)政收入確芭有顯著影響。罷，說(shuō)明GDP解哎釋了地方財(cái)政收疤入變動(dòng)的近98哎%，模型擬合程笆度較好。敗模型說(shuō)明當(dāng)GD柏P 每增長(zhǎng)1億扳元時(shí)，平均說(shuō)來(lái)疤地方財(cái)政收入將笆增長(zhǎng)0.085爸0億元。凹當(dāng)2008年G懊DP 為750八0億元時(shí)，地方拔財(cái)政收入的點(diǎn)預(yù)耙測(cè)值為：敖 跋 傲（億元）區(qū)間預(yù)測(cè)：版為了作區(qū)間預(yù)測(cè)安，班取巴,哀平均值置信度9艾5%的預(yù)測(cè)區(qū)間半為：暗 傲 哎利用佰EViews隘由GDP數(shù)據(jù)的巴統(tǒng)計(jì)

10、量得到 吧 癌 n=藹18礙則有 骯 版 暗 氨 罷取罷,伴，百平均值置信度9伴5%的預(yù)測(cè)區(qū)間八為：八 板 伴 靶時(shí) 案 拔 伴 把 柏 瓣（億元）安個(gè)別值置信度9板5%的預(yù)測(cè)區(qū)間拌為：奧 岸 暗 案 懊即 隘 隘 擺 氨 隘 矮 捌 般（億元）艾2.4 壩 熬為研究中國(guó)改革俺開(kāi)放以來(lái)國(guó)民總襖收入與最終消費(fèi)捌的關(guān)系，搜集到盎以下數(shù)據(jù)：拔 板 跋 表叭2.12 扳 中國(guó)國(guó)民百總收入與最終消疤費(fèi) 絆 (單位：億元疤)熬年份岸國(guó)民總收入X芭最終消費(fèi)般Y昂年份白國(guó)民總收入罷X耙最終消費(fèi)昂Y愛(ài)1978邦3645.21艾7巴2239.1班1993氨35260.0拜2跋21899.9把1979板4062.5

11、7礙9叭2633.7俺1994背48108.4壩6奧29242.2斑1980襖4545.62稗4八3007.9盎1995挨59810.5笆3爸36748.2靶1981哀4889.46氨1盎3361.5瓣1996癌70142.4懊9案43919.5捌1982伴5330.45盎1拔3714.8靶1997壩78060.8擺3靶48140.6伴1983爸5985.55艾2八4126.4拔1998矮83024.2癌8耙51588.2芭1984笆7243.75奧2伴4846.3暗1999背88479.1哀5霸55636.9癌1985絆9040.73案7靶5986.3爸2000霸98000.4板5隘6151

12、6哎1986埃10274.3拔8拌6821.8擺2001搬108068.奧2唉66878.3矮1987耙12050.6班2鞍7804.6般2002癌119095.叭7扒71691.2唉1988板15036.8澳2吧9839.5拌2003隘135174埃77449.5翱1989暗17000.9凹2芭11164.2骯2004挨159586.拜7伴87032.9挨1990扒18718.3扒2捌12090.5背2005俺184088.哀6拌97822.7埃1991把21826.2芭14091.9稗2006澳213131.芭7班110595.班3靶1992捌26937.2鞍8八17203.3俺2007艾

13、251483.啊2板128444.胺6邦資料來(lái)源：中國(guó)案統(tǒng)計(jì)年鑒200傲8. 中國(guó)統(tǒng)計(jì)扒出版社，200扳8. 擺以分析國(guó)民總收背入對(duì)消費(fèi)的推動(dòng)扒作用為目的，建岸立線(xiàn)性回歸方程耙，并估計(jì)其參數(shù)絆。翱計(jì)算回歸估計(jì)的唉標(biāo)準(zhǔn)誤差安和可決系數(shù)捌。靶對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行襖顯著性水平為5癌%的顯著性檢驗(yàn)傲。疤如果百2008盎年全年國(guó)民總收罷入為擺300670暗億元，比上年增氨長(zhǎng)白9.0%氨，預(yù)測(cè)可能達(dá)到俺的最終板消費(fèi)水平，并對(duì)昂最終消費(fèi)的均值靶給出置信度為9安5%的預(yù)測(cè)區(qū)間跋。背練習(xí)題2.4參阿考解答：矮(1)以最終消頒費(fèi)為被解釋變量敖Y(jié)，以國(guó)民總收安入為解釋變量X扮，建立線(xiàn)性回歸擺模型：拌 熬 佰 愛(ài)利用EVi

14、ew扮s估計(jì)參數(shù)并檢昂驗(yàn)罷擺回歸分析結(jié)果為骯:耙 邦 癌 胺(895.40矮40) (0敖.00967)壩t= (3.3骯999) 巴 (54.82艾08)稗 拌 百 伴 n=30俺(2)回歸估計(jì)愛(ài)的標(biāo)準(zhǔn)誤差即估安計(jì)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)白的標(biāo)準(zhǔn)誤差翱，由EView哎s估計(jì)參數(shù)和檢敖驗(yàn)結(jié)果得礙, 可決系數(shù)為矮0.9908。癌(3)由t分布板表可查得按，由于八 ，或由P值=懊0.000可以盎看出, 對(duì)回歸唉系數(shù)進(jìn)行顯著性凹水平為5%的顯扳著性檢驗(yàn)表明,半 國(guó)民總收入對(duì)哀最終消費(fèi)有顯著翱影響。拌(4)如果昂2008拔年全年國(guó)民總收百入為版300670叭億元，預(yù)測(cè)可能白達(dá)到的最終消費(fèi)把水平為:(億元)扳對(duì)最終

15、消費(fèi)的均奧值置信度為95半%的預(yù)測(cè)區(qū)間為擺:扳 絆 叭 稗 靶 瓣由Eviews吧計(jì)算國(guó)民總收入把X變量樣本數(shù)據(jù)稗的統(tǒng)計(jì)量得:班 澳 隘 岸 按 n=敗30邦則有 叭 芭 熬 鞍 藹取爸,愛(ài)，板,已知捌 笆,平均值置信度罷95%的預(yù)測(cè)區(qū)埃間為： 岸 扮=罷 懊=吧（億元）瓣2.5 扳美國(guó)各航空公司拜業(yè)績(jī)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)暗公布在華爾街白日?qǐng)?bào)1999年安年鑒（懊The Wal板l Stree愛(ài)t Journ敖al Alma壩nac 199拜9把）上。航班正點(diǎn)熬到達(dá)的比率和每巴10萬(wàn)名乘客投拔訴的次數(shù)的數(shù)據(jù)安如下資料來(lái)源:(美)David R.Anderson等商務(wù)與經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)，第405頁(yè)，機(jī)械工業(yè)出版社藹

16、。阿 按 半表班2.13辦 美國(guó)各航空巴公司業(yè)績(jī)的統(tǒng)計(jì)八數(shù)據(jù)疤航空公司名稱(chēng)疤航班正點(diǎn)率（%霸）絆投訴率（次/1芭0萬(wàn)名乘客）扮西南皚(Southw案est)叭航空公司跋81.8柏0.21傲大陸癌(Contin埃ental)凹航空公司扳76.6疤0.58傲西北懊(Northw拌est)扳航空公司拔76.6瓣0.85藹美國(guó)頒(US Air澳ways)疤航空公司胺75.7吧0.68氨聯(lián)合盎(United埃)白航空公司靶73.8澳0.74唉美洲懊(Americ爸an)奧航空公司癌72.2礙0.93巴德?tīng)査―el爸ta）航空公司板71.2皚0.72哎美國(guó)西部哀(Americ拔awest)澳航空公司柏7

17、0.8爸1.22頒環(huán)球按(TWA)愛(ài)航空公司芭68.5邦1.25半資料來(lái)源:(美俺)俺 Anders唉on把 班D R俺等罷.把商務(wù)與經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)叭. 機(jī)械工業(yè)出皚版社.1998霸，405.癌 把(1)跋畫(huà)出這些數(shù)據(jù)的靶散點(diǎn)圖罷(2)叭根據(jù)散點(diǎn)圖。表爸明二變量之間存扳在什么關(guān)系？凹(3)奧估計(jì)描述投訴率扒如何依賴(lài)航班按壩時(shí)到達(dá)正點(diǎn)率的挨回歸方程。版(4)邦對(duì)估計(jì)的回歸方凹程斜率的意義作唉出解釋。岸(5)八如果航班按時(shí)到昂達(dá)的正點(diǎn)率為8胺0%，估計(jì)每1骯0萬(wàn)名乘客投訴柏的次數(shù)是多少？佰練習(xí)題艾2.5參考解答罷：辦 耙美國(guó)各航空公司把航班正點(diǎn)到達(dá)比耙率X和每10萬(wàn)耙名乘客投訴次數(shù)吧Y的散點(diǎn)圖為半由圖形

18、看出航班盎正點(diǎn)到達(dá)比率和版每10萬(wàn)名乘客八投訴次數(shù)呈現(xiàn)負(fù)阿相關(guān)關(guān)系,藹利用EView矮s計(jì)算線(xiàn)性相關(guān)辦系數(shù)為： 擺X啊Y啊X藹1啊-0.8826翱07跋Y疤-0.8826氨07愛(ài) 建立描芭述投訴率（Y）邦依賴(lài)航班按時(shí)到跋達(dá)正點(diǎn)率（X）澳的回歸方程：疤 艾 爸 伴利用瓣EViews暗估計(jì)其參數(shù)結(jié)果昂為半即 敗 半 壩 昂（1.0178襖32）（-0.拌014176）埃 奧 t埃=(5邦.718961瓣) (-4.爸967254)埃 啊 R隘2班=0.7789襖96 F=2頒4.67361佰從檢驗(yàn)結(jié)果可以般看出, 航班正鞍點(diǎn)到達(dá)比率對(duì)乘巴客投訴次數(shù)確有伴顯著影響。隘這說(shuō)明當(dāng)航班正鞍點(diǎn)到達(dá)比率每提背

19、1個(gè)百分點(diǎn), 背平均說(shuō)來(lái)每10稗萬(wàn)名乘客投訴次班數(shù)將下降0.0巴7次。哀如果航班按時(shí)到板達(dá)的正點(diǎn)率為8白0%，估計(jì)每1白0萬(wàn)名乘客投訴敖的次數(shù)為啊 扒 壩（次）疤2.6 芭表2.34中是鞍16支公益股票芭某年的每股帳面啊價(jià)值Y和當(dāng)年紅骯利X的數(shù)據(jù)：熬表盎2.14 岸 某年16骯支公益股票每股懊帳面價(jià)值和當(dāng)年疤紅利敖公司序號(hào)奧帳面價(jià)值Y（元艾）霸紅利X（元）背公司序號(hào)癌帳面價(jià)值Y（元艾）拜紅利X（元）斑1岸22.44擺2.4啊9哎12.14澳0.80啊2胺20.89埃2.98俺10班23.31啊1.94頒3皚22.09敖2.06艾11捌16.23柏3.00罷4奧14.48辦1.09百12艾0.5

20、6皚0.28敖5骯20.73擺1.96骯13艾0.84奧0.84唉6疤7巴8傲19.25澳20.37拔26.43擺1.55邦2.16罷1.60巴14啊15般16凹18.05稗12.45稗11.33鞍1.80柏1.21岸1.07?。?）分析每股俺帳面價(jià)值和當(dāng)年骯紅利的相關(guān)性?愛(ài)(2) 建立每癌股帳面價(jià)值和當(dāng)巴年紅利的回歸方凹程；板（3）解釋回歸吧系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義扳。佰練習(xí)題爸2.6參考解答辦：擺1分析每股帳爸面價(jià)值和當(dāng)年紅班利的相關(guān)性作散布圖：愛(ài) 從圖形看昂似乎具有一定正背相關(guān)性，計(jì)算相盎關(guān)系數(shù)：伴每股帳面價(jià)值和擺當(dāng)年紅利的相關(guān)啊系數(shù)為0.70白8647隘2建立每股帳翱面價(jià)值X和當(dāng)年啊紅利Y的回歸

21、方癌程：回歸結(jié)果：凹參數(shù)白的t檢驗(yàn)：t值矮為3.7580版,查表扳霸,或者P值為0百.0021芭,表明每股紅利熬對(duì)帳面價(jià)值有顯阿著的影響。 邦3.回歸系數(shù)的案經(jīng)濟(jì)意義：挨平均說(shuō)來(lái)公司的澳股票每股紅利增叭加1元，當(dāng)年帳霸面價(jià)值將增加6捌.8942元叭2.7骯 爸設(shè)銷(xiāo)售收入X為愛(ài)解釋變量，銷(xiāo)售辦成本Y為被解釋昂變量癌?，F(xiàn)已根據(jù)某百扳貨公司某年12版?zhèn)€月的有關(guān)資料霸計(jì)算出以下數(shù)據(jù)澳：（單位：萬(wàn)元稗）巴 按 皚 搬 邦 百 襖 艾 八擬合簡(jiǎn)單線(xiàn)性回瓣歸方程，并對(duì)方伴程中回歸系數(shù)的阿經(jīng)濟(jì)意義作出解按釋。白計(jì)算可決系數(shù)和背回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)挨誤差。叭對(duì)挨進(jìn)行顯著水平為柏5%的顯著性檢盎驗(yàn)。暗假定下年1月銷(xiāo)隘售

22、收入為800骯萬(wàn)元，利用擬合擺的回歸方程預(yù)測(cè)疤其銷(xiāo)售成本，并昂給出置信度為9板5%的預(yù)測(cè)區(qū)間岸。敗練習(xí)題2.7參艾考解答：拔(1)建立回歸礙模型:扒 皚用OLS法估計(jì)跋參數(shù):耙 扒 暗 佰 敖估計(jì)結(jié)果為: 般 盎說(shuō)明該百貨公司擺銷(xiāo)售收入每增加八1元,平均說(shuō)來(lái)敗銷(xiāo)售成本將增加斑0.7863元挨。耙(2)計(jì)算可決藹系數(shù)和回歸估計(jì)稗的標(biāo)準(zhǔn)誤差可決系數(shù)為： 捌由 把 可得 班 耙 安回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)俺誤差: 耙(3)罷 對(duì)邦進(jìn)行顯著水平為啊5%的顯著性檢伴驗(yàn)暗 版 凹 查敗表得 八時(shí),叭爸，說(shuō)明該模型的扮隨機(jī)誤差項(xiàng)存在盎異方差。八其次，用八White法進(jìn)藹行檢驗(yàn)。具體結(jié)把果見(jiàn)下表捌White H把ete

23、rosk哀edastic把ity Tes百t:盎F-stati芭stic白6.30137安3邦 Pro礙babilit絆y爸0.00337氨0鞍Obs*R-s奧quared案10.8640耙1奧 Pro俺babilit盎y哀0.00437把4凹Test Eq癌uation:挨Depende鞍nt Vari按able: R佰ESID2擺Method:礙 Least 扒Squares矮Date: 0案8/05/05安 Time奧: 12:37盎Sample:氨 1 60邦I(lǐng)nclude版d obser巴vations佰: 60擺Variabl罷e隘Coeffic八ient艾Std. Er八ror扒

24、t-Stati百stic扒Prob. 奧C哀-10.036捌14癌131.142柏4絆-0.0765笆29岸0.9393佰X艾0.16597氨7鞍1.61985愛(ài)6懊0.10246班4巴0.9187背X2案0.00180熬0案0.00458背7稗0.39246巴9凹0.6962辦R-squar澳ed拔0.18106敖7捌 Mea癌n depen鞍dent va礙r啊78.8622巴5凹Adjuste暗d R-squ擺ared鞍0.15233吧2背 S.D唉. depen俺dent va把r佰111.137凹5伴S.E. of芭 regres搬sion耙102.323癌1叭 Aka奧ike in

25、f拜o crite疤rion頒12.1428隘5暗Sum squ擺ared re柏sid礙596790.礙5八 Sch癌warz cr翱iterion罷12.2475癌7鞍Log lik把elihood愛(ài)-361.28哀56愛(ài) F-s捌tatisti安c敗6.30137爸3奧Durbin-拔Watson 俺stat壩0.93736把6捌 Pro懊b(F-sta扒tistic)霸0.00337八0暗給定凹，在自由度為礙2柏下查卡方分布表安，得捌。比較臨界值與扳卡方統(tǒng)計(jì)量值，胺即俺，同樣說(shuō)明模型鞍中的隨機(jī)誤差項(xiàng)哎存在異方差。疤 板（俺2拌）用權(quán)數(shù)搬，作加權(quán)最小二罷乘估計(jì)，得如下百結(jié)果 哎Depen

26、de哎nt Vari盎able: Y巴Method:板 Least 搬Squares澳Date: 0挨8/05/05按 Time把: 13:17辦Sample:頒 1 60鞍Include哀d obser俺vations芭: 60瓣Weighti般ng seri岸es: W1唉Variabl傲e佰Coeffic跋ient辦Std. Er敗ror岸t-Stati胺stic藹Prob. 耙C百10.3705罷1巴2.62971伴6稗3.94358扮7靶0.0002疤X氨0.63095熬0靶0.01853把2矮34.0466俺7俺0.0000藹Weighte岸d Stati扮stics笆R-squa

27、r隘ed氨0.21144懊1拔 Mea矮n depen疤dent va靶r骯106.210佰1跋Adjuste板d R-squ骯ared叭0.19784胺5瓣 S.D擺. depen熬dent va把r巴8.68537襖6霸S.E. of捌 regres芭sion耙7.77889扮2芭 Aka般ike inf班o crite骯rion頒6.97347吧0哀Sum squ愛(ài)ared re白sid鞍3509.64跋7熬 Sch藹warz cr芭iterion昂7.04328懊2案Log lik挨elihood吧-207.20俺41癌 F-s昂tatisti把c敗1159.17把6版Durbin-絆

28、Watson 吧stat擺0.95846疤7骯 Pro斑b(F-sta挨tistic)俺0.00000邦0岸Unweigh擺ted Sta盎tistics芭R-squar斑ed奧0.94633愛(ài)5伴 Mea奧n depen拌dent va鞍r巴119.666把7奧Adjuste按d R-squ絆ared傲0.94541愛(ài)0白 S.D邦. depen啊dent va翱r柏38.6898安4搬S.E. of扮 regres啊sion敖9.03968耙9艾 Sum傲 square八d resid矮4739.52矮6拜Durbin-跋Watson 皚stat稗0.80056吧4般用氨White法進(jìn)按行

29、檢驗(yàn)得如下結(jié)澳果：鞍White H氨eterosk矮edastic鞍ity Tes盎t:扮F-stati般stic伴3.13849襖1骯Probabi案lity熬0.05092版5絆Obs*R-s瓣quared壩5.95191暗0巴Probabi叭lity拔0.05099斑9拜給定敗，在自由度為艾2皚下查卡方分布表襖，得扒。比較臨界值與版卡方統(tǒng)計(jì)量值，按即奧，說(shuō)明加權(quán)后的奧模型中的隨機(jī)誤礙差項(xiàng)不存在異方隘差。其估計(jì)的書(shū)岸寫(xiě)形式為 班5.3 邦下表是2007哎年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)敖村居民家庭人均捌純收入與家庭人熬均生活消費(fèi)支出百的數(shù)據(jù)啊表5.9 搬各地區(qū)農(nóng)村居民澳家庭人均純收入傲與家庭人均生活八消費(fèi)支

30、出的數(shù)據(jù)愛(ài)(單位：元)敖地 區(qū)班家庭人均純收入敖家庭生活消費(fèi)支般出啊地 區(qū)拜家庭人均純收入懊家庭生活消費(fèi)支捌出板 北 京霸9439.63霸6399.27罷 湖 北壩3997.48挨3090搬 天 津頒7010.06扒3538.31埃 湖 南板3904.2癌3377.38扒 河 北拌4293.43昂2786.77挨 廣 東罷5624.04埃4202.32安 山 西愛(ài)3665.66版2682.57芭 廣 西哀3224.05鞍2747.47百 內(nèi)蒙古氨3953.1絆3256.15襖 海 南胺3791.37般2556.56隘 遼 寧唉4773.43奧3368.16絆 重 慶挨3509.29霸2526.

31、7霸 吉 林氨4191.34擺3065.44版 四 川礙3546.69襖2747.27礙 黑龍江捌4132.29柏3117.44爸 貴 州哀2373.99芭1913.71扒 上 海白10144.6斑2絆8844.88疤 云 南骯2634.09疤2637.18襖 江 蘇巴6561.01澳4786.15半 西 藏懊2788.2唉2217.62傲 浙 江拔8265.15壩6801.6般 陜 西斑2644.69白2559.59笆 安 徽頒3556.27罷2754.04翱 甘 肅芭2328.92骯2017.21盎 福 建阿5467.08捌4053.47骯 青 海把2683.78叭2446.5挨 江 西矮

32、4044.7吧2994.49伴 寧 夏扒3180.84礙2528.76氨 山 東笆4985.34藹3621.57傲 新 疆壩3182.97哀2350.58氨 河 南暗3851.6案2676.41盎（1）試根據(jù)上胺述數(shù)據(jù)建立20爸07年我國(guó)農(nóng)村唉居民家庭人均消絆費(fèi)支出對(duì)人均純瓣收入的線(xiàn)性回歸版模型。傲（2）選用適當(dāng)矮方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪前シ裨诋惙讲?，并瓣說(shuō)明存在異方差安的理由。搬（3）如果存在絆異方差，用適當(dāng)哎方法加以修正。辦練習(xí)題5.3參爸考解答：鞍解： 挨（拌1巴）建立樣本回歸愛(ài)函數(shù)。翱 頒 靶柏稗（擺0.80870罷9襖）（岸15.7441翱1隘）熬傲板（2）利用Wh奧ite方法檢驗(yàn)昂異方差，則

33、Wh吧ite檢驗(yàn)結(jié)果辦見(jiàn)下表：耙Heteros吧kedasti扳city Te佰st: Whi班te邦F-stati拌stic把7.19446疤3俺Pro襖b. F(2,搬28)罷0.0030胺Obs*R-s安quared皚10.5229哀5骯Pro拌b. Chi-半Square(辦2)巴0.0052扒Scaled 哀explain扒ed SS岸30.0810壩5跋Pro氨b. Chi-藹Square(拔2)隘0.0000跋由上述結(jié)果可知唉，該模型存在異白方差。分析該模辦型存在異方差的拌理由是，從數(shù)據(jù)版可以看出，一是按截面數(shù)據(jù)；二是跋各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展叭不平衡，使得一背些省市農(nóng)村居民啊收入高出其它

34、省啊市很多，如上海辦市、北京市、天凹津市和浙江省等昂。而有的省就很斑低，如甘肅省、疤貴州省、云南省奧和陜西省等。懊（3）用加權(quán)最岸小二乘法修正異鞍方差，分別選擇疤權(quán)數(shù)瓣，經(jīng)過(guò)試算，認(rèn)啊為用權(quán)數(shù)胺的效果最好。結(jié)版果如下：書(shū)寫(xiě)結(jié)果為 礙5.4 板下表是某一地區(qū)靶31年中個(gè)人儲(chǔ)壩蓄和個(gè)人收入數(shù)班據(jù)資料扒表5.10 柏 個(gè)人儲(chǔ)蓄和敗個(gè)人收入數(shù)據(jù)(耙單位：元)鞍時(shí)期啊儲(chǔ)蓄額（Y）笆收入額（X）岸時(shí)期霸?xún)?chǔ)蓄額（Y）斑收入額（X）邦1拔哎靶264扮8777癌17哀1578伴24127八2案105扳9210昂18疤1654矮25604暗3敖90背9954按19暗1400佰26500阿4背131耙10508傲2

35、0懊1829襖27670安5安122埃10979罷21白2200阿28300懊6案107絆11912凹22般2017擺27430爸7翱406啊12747拔23皚2105絆29560敗8斑503罷13499芭24伴1600扳28150啊9胺431阿14269拌25稗2250背32100絆10壩588艾15522扒26版2420頒32500扮11版898把16730班27扮2570按35250礙12伴950笆17663暗28巴1720板33500佰13澳779扮18575罷29罷1900壩36000佰14拜819案19635鞍30霸2100傲36200啊15笆1222笆21163絆31熬2300鞍

36、38200跋16隘1702叭22880 俺（1）建立一元挨回歸函數(shù)，判斷八有無(wú)異方差存在襖，并說(shuō)明存在異叭方差的原因。暗（2）用適當(dāng)方翱法修正異方差。愛(ài)練習(xí)題5.4參傲考解答：柏（搬1八）建立樣本回歸艾函數(shù)。白 澳 哎跋?。ò?5.4850頒18矮）（澳17.3416瓣4版）艾伴愛(ài)從估計(jì)的結(jié)果看扒，各項(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)絆均顯著。但由于凹收入通常存在不藹同的差異，因此傲需要判斷模型是敖否存在異方差。霸首先，用圖形法疤。從殘差平方對(duì)八解釋變量散點(diǎn)圖胺可以看出（見(jiàn)下芭圖），模型很可奧能存在異方差。翱其次，用運(yùn)用G吧oldfeld佰Quanad拌t檢驗(yàn)異方差。把第一，對(duì)變量X佰取值以升序排序哎。藹第二，構(gòu)造子

37、樣扒本。由于本例的班樣本容量為31叭，刪除1/4觀(guān)邦測(cè)值，約7個(gè)，頒余下部分分得兩把個(gè)樣本區(qū)間：1愛(ài)俺12和20背拌31,它們的樣鞍本個(gè)數(shù)均是12癌個(gè)。熬第三，在樣本區(qū)凹為1傲邦12，所計(jì)算得岸到的殘茶平方和壩為挨；在樣本區(qū)為2愛(ài)0搬案31，所計(jì)算得頒到的殘茶平方和阿為哀。八第四，根據(jù)Go把ldfeld背Quanadt癌檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量俺為班。懊第五，判斷。在昂顯著性水平為0版.05條件下，斑分子分母的自由癌度均為10，查矮F分布表得臨界吧值為愛(ài)，因?yàn)榘＃跃芙^原假骯設(shè)，表明模型存骯在異方差。版最后，用ARC巴H方法檢驗(yàn)異方奧差，則哎ARCH捌檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表絆：半Heteros敖kedasti

38、安city Te白st: ARC艾H傲F-stati扮stic啊6.17229案9百Pro敗b. F(1,骯28)艾0.0192盎Obs*R-s愛(ài)quared骯5.41868癌6藹Pro佰b. Chi-叭Square(邦1)巴0.0199柏由上述結(jié)論可知版，拒絕原假設(shè)，巴則模型中隨機(jī)誤氨差項(xiàng)存在異方差扮。頒（2）分別用權(quán)霸數(shù)叭，發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)氨求加權(quán)最小二乘般估計(jì)效果最好，絆即百5.5 愛(ài)下表的數(shù)據(jù)是2盎007年我國(guó)建頒筑業(yè)總產(chǎn)值（X哎）和建筑業(yè)企業(yè)搬利潤(rùn)總額（Y）愛(ài)。試根據(jù)資料建岸立回歸模型，并版對(duì)模型判斷是否背存在異方差，如佰果有異方差，選翱用適當(dāng)方法修正熬。半表5.11 阿 各地區(qū)建筑業(yè)扳總

39、產(chǎn)值（X）和昂建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)礙總額（Y）(翱單位：萬(wàn)元)白地 區(qū)安建筑業(yè)總產(chǎn)值x斑建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)鞍總額y熬地 區(qū)擺建筑業(yè)總產(chǎn)值x八建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)隘總額y昂 北 京翱2576769爸2跋960256.敖4拜 湖 北案2110804爸3敗698837.擺4昂 天 津案1221941芭9拌379211.扮6柏 湖 南凹1828814頒8板545655.隘7唉 河 北哀1614690安9翱446520.懊8跋 廣 東背2999514背0艾1388554愛(ài).6吧 山 西藹1060704白1背194565.芭9唉 廣 西昂6127370跋126343.稗1拔 內(nèi)蒙古啊6811038奧.3敗353362.暗

40、6奧 海 南罷821834暗14615.7班 遼 寧扒2100040昂2阿836846.半6八 重 慶捌1128711昂8跋386177.癌5半 吉 林啊7383390邦.8拜102742爸 四 川拔2109984矮0俺466176耙 黑龍江般8758777凹.8扮98028.5扳 貴 州唉3487908熬.1拜41893.1把 上 海哎2524180懊1昂794136.絆5阿 云 南昂7566795擺.1爸266333.鞍1爸 江 蘇扒7010572氨4斑2368711礙.7邦 西 藏扒602940.扮7熬52895.2班 浙 江搬6971705拔2版1887291敗.7爸 陜 西斑1173

41、097笆2奧224646.骯6拌 安 徽藹1516977叭2暗378252.板8瓣 甘 肅奧4369038版.8暗152143.矮1瓣 福 建爸1544166按0啊375531.巴9芭 青 海佰1254431熬.1捌24468.3疤 江 西啊7861403頒.8背188502.凹4岸 寧 夏班1549486隘.5白25224.6愛(ài) 山 東班3289045案0傲1190084安.1拌 新 疆愛(ài)4508313案.7疤68276.6凹 河 南俺2151723俺0疤574938.伴7辦數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家胺統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站凹練習(xí)題5.5參俺考解答：罷（1）求哎對(duì)稗的回歸，得如下氨估計(jì)結(jié)果鞍用懷特檢驗(yàn)的修盎正方法，

42、即建立靶如下回歸模型啊通過(guò)計(jì)算得到如絆下結(jié)果：奧注意，表中E2按為殘差平方扒。即氨對(duì)該模型系數(shù)作皚判斷，運(yùn)用澳或跋檢驗(yàn)，可發(fā)現(xiàn)存叭在異方差。佰具體EView罷s操作如下：在絆得到芭的估計(jì)白后，進(jìn)一步得到盎殘差平方版，然后建立板對(duì)扒和拔的線(xiàn)性回歸模型靶。再通過(guò)上述回扳歸對(duì)氨和笆前的系數(shù)是否為挨零進(jìn)行判斷，從矮而檢驗(yàn)原模型中拌是否存在異方差敖。在上表界面，巴按路徑：VIE隘W/COEFF啊IEICENT霸 TESTS/疤REDUAND叭ANT VAR頒IABLES，挨得到如下窗口，疤并輸入變量名?！鞍蒠F YF2靶”版，即擺然后凹“傲OK佰”瓣即得到檢驗(yàn)結(jié)果熬為哎從表中愛(ài)統(tǒng)計(jì)量值和鞍統(tǒng)計(jì)量值看，拒

43、佰絕原假設(shè)，表明霸原模型存在異方骯差。胺（2）通過(guò)對(duì)權(quán)凹數(shù)的試算，最后藹選擇權(quán)數(shù)澳，用加權(quán)最小二稗乘法得到如下估隘計(jì)（還原后的結(jié)白果）按對(duì)該模型進(jìn)行檢哎驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)已無(wú)異澳方差。暗5.6 耙下表為四川省農(nóng)拌村人均純收入、版人均生活費(fèi)支出八、商品零售價(jià)格襖指數(shù)1978年敖至2008年時(shí)安間序列數(shù)據(jù)。試艾根據(jù)該資料建立壩回歸模型，并檢藹驗(yàn)是否存在異方骯差，如果存在異靶方差，選用適當(dāng)岸方法進(jìn)行修正。耙表5.12 捌 1978板擺2008四川省襖農(nóng)村人均純收入疤、人均生活費(fèi)支辦出、商品零售價(jià)扳格指數(shù)敗時(shí)間澳農(nóng)村人均純收入安X拌 農(nóng)村人均生疤活消費(fèi)支出Y佰商品零售價(jià)格指按數(shù)奧時(shí)間斑農(nóng)村人均純收入骯X拜 農(nóng)村

44、人均生骯活消費(fèi)支出Y扮商品零售價(jià)格指巴數(shù)礙1978藹127.1跋120.3唉100藹1994鞍946.33暗904.28般310.2芭1979柏155.9般142.1拜102岸1995扳1158.29拌1092.91阿356.1叭1980按187.9壩159.5骯108.1暗1996藹1453.42疤1349.88百377.8胺1981巴221半184佰110.7邦1997阿1680.69伴1440.48霸380.8凹1982襖256阿208.23懊112.8敗1998礙1731.76癌1440.77百370.9案1983拌258.4拜231.12佰114.5百1999矮1843.47邦142

45、6.06拌359.8笆1984胺286.8胺251.83唉117.7藹2000暗1903.60壩1485.34埃354.4拔1985板315.07斑276.25巴128.1暗2001吧1986.99頒1497.52澳351.6斑1986隘337.9奧310.92板135.8搬2002捌2107.64暗1591.99盎347矮1987伴369.46啊348.32凹145.7敖2003班2229.86啊1747.02艾346.7拔1988埃448.85安426.47柏172.7擺2004般2580.28八2010.88皚356.4拜1989邦494.07頒473.59版203.4熬2005八280

46、2.78芭2274.17稗359.3挨1990昂557.76半509.16八207.7百2006癌3002.38皚2395.04哎362.9阿1991辦590.21瓣552.39鞍213.7按2007胺3546.69爸2747.27拜376.7板1992壩634.31邦569.46安225.2案2008礙4121.2百3127.9半398.9霸1993盎698.27癌647.43扳254.9吧資料來(lái)源：中經(jīng)懊網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)白練習(xí)題5.6參斑考解答：矮（爸1氨）設(shè)爸表示人均生活費(fèi)癌支出，巴表示農(nóng)村人均純版收入，則建立樣癌本回歸函數(shù)矮 罷 壩班（翱3.94402懊9礙）（皚69.9822俺7皚）稗隘

47、叭從估計(jì)結(jié)果看，安各項(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)均爸顯著，但從經(jīng)濟(jì)頒意義看，改革開(kāi)胺放以來(lái)，四川省斑農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)生了凹巨大變化，農(nóng)村挨家庭純收入的差辦距也有所拉大，盎使得農(nóng)村居民的斑消費(fèi)水平的差距愛(ài)也有所加大，在壩這種情況下，盡拜管是時(shí)間序列數(shù)隘據(jù)，也有可能存擺在異方差問(wèn)題。版而且從殘差平方斑對(duì)解釋變量的散愛(ài)點(diǎn)圖可以看出，耙模型很可能存在吧異方差（見(jiàn)下圖疤）。懊 拔進(jìn)一步作利用A骯RCH方法檢驗(yàn)昂異方差，得頒ARCH白檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)下靶表）盎（2）運(yùn)用加權(quán)班最小二乘法，選搬權(quán)數(shù)為皚，得如下結(jié)果熬 叭 扒 班（骯3.43508襖1暗）（跋59.9101矮4?。a 絆 阿 癌經(jīng)檢驗(yàn)，時(shí)模型矮的異方差問(wèn)題有拌了明顯的改進(jìn)

48、。哎5.7 疤 在5.6題的叭數(shù)據(jù)表里，如果稗考慮物價(jià)因素，笆則對(duì)異方差性的跋修正應(yīng)該怎樣進(jìn)皚行？瓣練習(xí)題5.7參伴考解答：巴剔除物價(jià)上漲因捌素后的回歸結(jié)果骯如下熬其中，扳代表實(shí)際消費(fèi)支爸出，佰代表實(shí)際可支配艾收入。芭用ARCH方法搬來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ桶菏欠翊嬖诋惙讲畎牛喊显陲@著性水平為藹0.01的條件擺下，接收原假設(shè)隘，模型不存在異哎方差。表明剔除絆物價(jià)上漲因素之翱后，異方差的問(wèn)哀題有所改善。第六章扳6.1 下表給阿出了美國(guó)196案0-1995年叭36年間個(gè)人實(shí)凹際可支配收入芭X隘和個(gè)人實(shí)際消費(fèi)奧支出疤Y擺的數(shù)據(jù)。盎 俺表6.6 般 美國(guó)個(gè)人實(shí)際哀可支配收入和個(gè)昂人實(shí)際消費(fèi)支出爸哀 (單位：百億芭美

49、元)把年份辦個(gè)人實(shí)際可支配翱收入跋X芭個(gè)人實(shí)際俺消費(fèi)支出案Y挨年份捌個(gè)人實(shí)際可支配板收入懊X捌個(gè)人實(shí)際瓣消費(fèi)支出礙Y爸1960稗1961伴1962盎1963般1964捌1965骯1966皚1967阿1968佰1969巴1970按1971扒1972扮1973靶1974背1975版1976熬1977背157岸162澳169壩176背188盎200佰211阿220背230耙237拌247襖256氨268吧287胺285艾290捌301半311埃143骯146扒153壩160吧169笆180敖190安196埃207安215敗220傲228懊242板253跋251哎257扒271罷283百1978挨19

50、79斑1980跋1981跋1982扳1983捌1984爸1985鞍1986把1987八1988哎1989辦1990盎1991傲1992罷1993絆1994巴1995版326凹335敗337伴345岸348拜358案384笆396岸409拔415鞍432埃440班448艾449埃461耙467奧478懊493礙295澳302百301罷305礙308般324昂341敗357白371邦382暗397傲406啊413稗411拌422阿434隘447矮458霸注：資料來(lái)源于骯Economi拔c Repo般rt of 跋 the P鞍residen白t，數(shù)據(jù)為19敗92年價(jià)格。昂要求：（1）用擺普通最小二

51、乘法疤估計(jì)收入氨啊消費(fèi)模型；哎拜（2）檢驗(yàn)收入氨昂消費(fèi)模型的自相瓣關(guān)狀況（5%顯扳著水平）；隘襖（3）用適當(dāng)?shù)陌址椒ㄏＰ椭邪敬嬖诘膯?wèn)題。凹練習(xí)題6.1參笆考解答:佰（）收入板耙消費(fèi)模型為懊絆般搬矮骯拜斑敗案盎搬Se 板= (2.50般43)柏矮 (0.00襖75)板稗昂藹t 凹= (-3.7礙650)耙吧 (125.3胺411)傲R扮2按 = 0.99板78，拔F 百= 15710安.39，俺d f罷 = 34，吧DW 敖= 0.523罷4懊（）對(duì)樣本量拔為36、一個(gè)解俺釋變量的模型、藹5%顯著水平，唉查稗D(zhuǎn)W扮統(tǒng)計(jì)表可知，唉d頒L吧=1.411，氨d唉U唉= 1.525瓣，模型中叭DW埃

52、 d伴U芭，說(shuō)明廣義差分哀模型中已無(wú)自相柏關(guān)。同時(shí)，可決懊系數(shù)叭R絆2拌、氨t、哀F拔統(tǒng)計(jì)量均達(dá)到理愛(ài)想水平。襖最終的消費(fèi)模型岸為扮Y 艾t扒 爸= 13.93板66+0.94氨84哀 X 笆t佰啊6.2 在研究捌生產(chǎn)中勞動(dòng)所占澳份額的問(wèn)題時(shí)，藹古扎拉蒂采用如昂下模型模型1 模型2 瓣其中，伴Y熬為勞動(dòng)投入，岸t愛(ài)為時(shí)間。據(jù)19邦49-1964翱年數(shù)據(jù)，對(duì)初級(jí)唉金屬工業(yè)得到如阿下結(jié)果：模型1 伴 懊 鞍t澳 = 凹 （-3.岸9608）般R半2盎 = 0.52案84 礙 阿DW芭 = 0.82熬52模型2 愛(ài)背捌 澳t案 = 唉 （-3.佰2724）(2搬.7777)跋扳阿R背2骯 吧= 0.

53、662矮9安耙熬按DW襖 = 1.82捌其中，括號(hào)內(nèi)的傲數(shù)字為板t班統(tǒng)計(jì)量。吧問(wèn)：（1）模型俺1和模型2中是挨否有自相關(guān)；案癌（2）如何判定頒自相關(guān)的存在？俺 （3）唉怎樣區(qū)分虛假自爸相關(guān)和真正的自愛(ài)相關(guān)。 按練習(xí)題6.2參拔考解答:伴（1）模型1中邦有自相關(guān)，模型癌2中無(wú)自相關(guān)。瓣（2）通過(guò)DW懊檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。礙模型1：d柏L辦=1.077,按 d白U班=1.361,搬 DWd敖U吧, 因此無(wú)自相胺關(guān)。疤（3）如果通過(guò)柏改變模型的設(shè)定哀可以消除自相關(guān)皚現(xiàn)象，則為虛假哎自相關(guān)，否則為艾真正自相關(guān)。阿6.3下表是北氨京市連續(xù)19年岸城鎮(zhèn)居民家庭人巴均收入與人均支邦出的數(shù)據(jù)。氨 拌表6.7 北柏京

54、市19年來(lái)城霸鎮(zhèn)居民家庭收入翱與支出數(shù)據(jù)表皚（單位：元）伴年份斑順序拜人均收入埃(元)胺人均生活消唉費(fèi)支出(元)疤商品零售拌物價(jià)指數(shù)(%)扒人均實(shí)礙際收入(元)翱人均實(shí)際消費(fèi)支班出(元)埃1盎2伴3絆4叭5吧6頒7安8鞍9伴10靶11笆12唉13骯14暗15板16拔17傲18藹19斑450.18 絆491.54 扮599.40 柏619.57 壩668.06 爸716.60 霸837.65 愛(ài)1158.84藹 暗1317.33癌 愛(ài)1413.24凹 案1767.67半 瓣1899.57辦 埃2067.33扒 襖2359.88岸 絆2813.10愛(ài) 啊3935.39瓣 俺5585.88鞍 班67

55、48.68絆 辦7945.78白359.86 昂408.66 哀490.44 埃511.43 阿534.82 奧574.06 矮666.75 耙923.32 案1067.38胺 凹1147.60翱 癌1455.55鞍 巴1520.41瓣 跋1646.05懊 敖1860.17拜 熬2134.65昂 矮2939.60八 把4134.12擺 絆5019.76啊 柏5729.45懊100.00 懊101.50 愛(ài)108.60 鞍110.20 般112.30 奧113.00 瓣115.40 岸136.80 矮145.90 伴158.60 板193.30 扳229.10 骯238.50 氨258.80 佰

56、280.30 扮327.70 挨386.40 絆435.10 頒466.90背450.18 懊484.28 拜551.93 霸562.22 鞍594.89 把634.16 扒725.87 骯847.11 稗902.90 半891.07 案914.47 襖829.14 奧866.81 礙911.85 般1003.60瓣 氨1200.91頒 敖1445.62艾 啊1551.06爸 案1701.82案359.86 罷402.62 扮451.60 笆464.09 阿476.24 愛(ài)508.02 班577.77 俺674.94 白731.58 霸723.58 艾753.00 絆663.64 暗690.1

57、7 爸718.77 稗761.56 邦897.04 敖1069.91跋 礙1153.70癌 昂1227.13岸要求：（1）建八立居民收入俺罷消費(fèi)函數(shù)；百礙 （2）檢驗(yàn)?zāi)０缧椭写嬖诘膯?wèn)題矮，并采取適當(dāng)?shù)陌裂a(bǔ)救措施預(yù)以處拌理；笆伴 （3）對(duì)模型耙結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解鞍釋。柏練習(xí)題6.3參擺考解答：挨（）收入斑捌消費(fèi)模型為隘（）艾DW叭0.575，白取爸，查柏DW按上下界癌，說(shuō)明誤差項(xiàng)存藹在正自相關(guān)頒。柏（）采用廣義藹差分法伴使用普通最小二癌乘法估計(jì)哎的估計(jì)值盎，得斑般疤鞍絆霸按白爸阿 頒DW伴=1.830，襖已知胺。因此，在廣義爸差分模型中已無(wú)凹自相關(guān)。據(jù)半，可得：巴 皚 挨 霸 般因此，原回歸模邦型應(yīng)

58、為 啊其經(jīng)濟(jì)意義為:埃北京市人均實(shí)際柏收入增加1元時(shí)背，平均說(shuō)來(lái)人均伴實(shí)際生活消費(fèi)支安出將增加0.6跋69元。百6.4 下表給靶出了日本工薪家班庭實(shí)際消費(fèi)支出巴與可支配收入數(shù)板據(jù)傲表6.8 巴日本工薪家庭實(shí)伴際消費(fèi)支出與實(shí)扮際可支配收入翱疤稗單位：1000阿日元扳年份懊個(gè)人實(shí)際可支配笆收入罷X翱個(gè)人實(shí)際敖消費(fèi)支出版Y爸年份把個(gè)人實(shí)際可支配扮收入隘X背個(gè)人實(shí)際艾消費(fèi)支出芭Y背1970案1971哀1972芭1973艾1974邦1975百1976把1977敗1978胺1979鞍1980罷1981愛(ài)1982唉239俺248巴258背272拔268頒280絆279捌282矮285澳293頒291壩294

59、搬302伴300疤311斑329埃351辦354邦364藹360氨366斑370爸378叭374拌371絆381愛(ài)1983把1984氨1985拜1986礙1987捌1988百1989隘1990搬1991澳1992盎1993耙1994靶304艾308愛(ài)310邦312頒314般324俺326搬332盎334哎336礙334扳330擺384昂392安400疤403辦411胺428疤434唉441皚449把451爸449敖449稗注：資料來(lái)源于頒日本銀行經(jīng)濟(jì)搬統(tǒng)計(jì)年報(bào)數(shù)據(jù)盎為1990年價(jià)佰格伴。阿要求：（1）建阿立日本工薪家庭爸的收入般氨消費(fèi)函數(shù)；佰阿 （2）檢驗(yàn)?zāi)０}型中存在的問(wèn)題般，并采取適當(dāng)?shù)陌Ｑa(bǔ)

60、救措施預(yù)以處敖理；扳吧 （3）對(duì)模型扒結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解邦釋。八要求：（1）檢熬測(cè)進(jìn)口需求模型瓣的自相關(guān)性；矮 （2）采用科熬克倫奧克特迭巴代法處理模型中哀的自相關(guān)問(wèn)題。岸練習(xí)題6.4參骯考解答:背（）收入隘艾消費(fèi)模型為扳伴矮皚版頒伴拔笆白隘白t 按= (6.13斑61)疤隘 (30.00愛(ài)85)班R熬2背 = 0.97跋51 挨 奧 DW 伴= 0.352霸8罷（）對(duì)樣本量白為25、一個(gè)解拔釋變量的模型、般5%顯著水平，壩查艾DW按統(tǒng)計(jì)表可知，伴d芭L敖=1.288，扳d板U傲= 1.454八，模型中唉DW疤 d按U伴，說(shuō)明廣義差分凹模型中已無(wú)自相頒關(guān)。哎最終的消費(fèi)模型背為阿Y 伴t霸 辦= 9