計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及綜合財(cái)務(wù)知識(shí)分析實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、頒板計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)綜合哀實(shí)驗(yàn)鞍實(shí)驗(yàn)報(bào)告稗2013-20阿14學(xué)年第一學(xué)案期班級(jí)：姓名：學(xué)號(hào)：芭課程編碼：阿0123100哎320胺課程類型板：綜合實(shí)訓(xùn)芭實(shí)驗(yàn)時(shí)間：版第16周至第1斑8周實(shí)驗(yàn)地點(diǎn)：罷實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮鸵筠k：挨熟悉eview搬s軟件的基本功白能，能運(yùn)用ev奧iews軟件進(jìn)八行一元和多元模板型的參數(shù)估計(jì)、敗統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和預(yù)測(cè)霸分析，能運(yùn)用e挨views軟件埃進(jìn)行異方差、自柏相關(guān)、多重共線敗性的檢驗(yàn)和處理邦，并最終將操作案結(jié)果進(jìn)行分析。阿能熟悉運(yùn)用ev敗iews軟件對(duì)鞍時(shí)間序列進(jìn)行單安位根、協(xié)整和格懊蘭杰因果關(guān)系檢懊驗(yàn)。埃實(shí)驗(yàn)所用軟件：襖e擺vi熬ews 白實(shí)驗(yàn)內(nèi)容和結(jié)論敗：把見第2頁挨邦第吧3般9

2、罷頁扮計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)綜合哎實(shí)驗(yàn)實(shí)驗(yàn)一第二章第6題拜Depende岸nt Vari哀able: Y扒Method:骯 Least 俺Squares扳Date: 癌12/17/1傲3岸 Time佰: 09:13骯Sample:昂 1985 1埃998把Include案d obser板vations艾: 14礙Variabl瓣e笆Coeffic礙ient哎Std. Er擺ror奧t-Stati艾stic哀Prob. 瓣C壩12596.2擺7襖1244.56辦7斑10.1210斑1皚0巴.0000版GDP般26.9541哀5瓣4.12030礙0啊6.54179敗2挨0.0000扮R-squar凹ed按0.

3、78100骯2啊 Mea罷n depen巴dent va斑r敗20168.5礙7疤Adjuste巴d R-squ邦ared皚0.76275柏2八 S.D班. depen傲dent va扮r礙3512.48拜7八S.E. of俺 regres奧sion挨1710.86佰5稗 Aka稗ike inf安o crite背rion襖17.8589俺5柏Sum squ爸ared re吧sid癌3512471按9礙 Sch艾warz cr扳iterion半17.9502絆4挨Log lik按elihood啊-123.01搬26背 F-s愛tatisti疤c敗42.7950辦5按Durbin-安Watson

4、藹stat瓣0.85999扮8吧 Pro稗b(F-sta罷tistic)拔0.00002敗8（1）柏 奧 （10.胺12） （6.扒54） 澳（2）伴是樣本回歸方程艾的斜率，它表示骯GDP每增加1藹億元，貨物運(yùn)輸絆量將增加26.暗95萬噸，艾是樣本回歸方程藹的截距，表示G癌DP不變價(jià)時(shí)的拌貨物運(yùn)輸量。擺（3）班，說明離差平方叭和的78%被樣唉本回歸直線解釋拜，還有22%未叭被解釋。因此，扳樣本回歸至西安邦對(duì)樣本點(diǎn)的擬合靶優(yōu)度是較高的。艾給出顯著水平哎，查自由度v=邦14-2=12白的t分布表，得絆臨界值胺，傲，罷，故回歸系數(shù)均稗顯著不為零，回芭歸模型中英包含澳常數(shù)項(xiàng)，X對(duì)Y凹有顯著影響。奧（4

5、）2000芭年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總安值為620億元疤，貨物運(yùn)輸量預(yù)頒測(cè)值為艾29307.8癌4岸萬噸。 實(shí)驗(yàn)二第二章第7題X1笆Depende翱nt 俺Variabl澳e: Q版Method:挨 Least 拔Squares罷Date: 拔12/17/1稗3般 Time啊: 10:57安Sample:斑 1978 1熬998佰Include百d obser鞍vations愛: 21搬Variabl叭e搬Coeffic安ient癌Std. Er阿ror岸t-Stati隘stic稗Prob. 稗C昂40772.4跋7襖1389.79昂5吧29.3370跋4柏0.0000板X1俺0.00122吧0罷0.00

6、190辦9艾0.63919愛4愛0.5303芭R-squar愛ed澳0.02105般1哎 Mea芭n depen敗dent va爸r按40996.1稗2奧Adjuste俺d R-squ敗ared傲-0.0304敖73安 S.D皚. depen拜dent va翱r澳6071.86暗8稗S.E. of暗 regres按sion吧6163.68胺7稗 Aka扒ike inf爸o crite骯rion霸20.3811扳3般Sum squ壩ared re哀sid盎7.22E+0霸8埃 Sch癌warz cr扳iterion暗20.4806藹1艾Log lik疤elihood胺-212.00般19癌 F-

7、s吧tatisti胺c隘0.40856般8扮Durbin-辦Watson 拔stat瓣0.20620百1愛 Pro唉b(F-sta鞍tistic)懊0.53032礙8靶=40772.柏47+0.00凹1拌+X2背Depende拔nt Vari斑able: Q艾Method:癌 Least 奧Squares半Date: 哎12/17/1敗3吧 Time稗: 10:58艾Sample:隘 1978 1邦998半Include藹d obser柏vations鞍: 21俺Variabl背e巴Coeffic班ient跋Std. Er壩ror柏t-Stati按stic隘Prob. 瓣C芭26925.6伴5

8、罷915.865岸7跋29.3991半2昂0.0000白X2擺5.91253疤4矮0.35642佰3背16.5885叭1凹0.0000按R-squar斑ed拜0.93541靶3哀 Mea安n depen笆dent va佰r愛40996.1藹2安Adjuste壩d R-squ瓣ared傲0.93201半4頒 S.D絆. depen襖dent va愛r案6071.86跋8埃S.E. of胺 regres斑sion搬1583.18靶5氨 Aka翱ike inf礙o crite叭rion擺17.6626頒6頒Sum squ安ared re班sid霸4762303凹5襖 Sch懊warz cr瓣iter

9、ion熬17.7621柏4扒Log lik艾elihood辦-183.45啊79艾 F-s佰tatisti癌c盎275.178巴7襖Durbin-霸Watson 愛stat背1.26440哎0愛 Pro巴b(F-sta絆tistic)阿0.00000瓣0耙=26925.懊65+5.91笆+X3伴Depende白nt Vari唉able: Q般Method:氨 Least 骯Squares捌Date: 吧12/17/1唉3皚 Time啊: 10:58扮Sample:澳 1978 1笆998阿Include斑d obser壩vations伴: 21柏Variabl壩e啊Coeffic拜ient版S

10、td. Er扳ror唉t-Stati白stic襖Prob. 礙C熬-49865.頒39拜12638.4皚0熬-3.9455吧45耙0.0009白X3隘1.94870俺0藹0.27063班4霸7.20049癌8哀0.0000板R-squar挨ed鞍0.73181霸7愛 Mea凹n depen矮dent va吧r笆40996.1八2哎Adjuste暗d R-squ俺ared挨0.71770板2般 S.D懊. depen矮dent va耙r白6071.86俺8啊S.E. of柏 regres奧sion暗3226.08唉7安 Aka把ike inf傲o crite俺rion靶19.0863笆2稗Sum

11、 squ瓣ared re癌sid埃1.98E+0啊8埃 Sch扮warz cr板iterion鞍19.1858叭0按Log lik疤elihood藹-198.40胺64隘 F-s搬t(yī)atisti拔c罷51.8471疤8傲Durbin-暗Watson 爸stat把0.30460翱3矮 Pro壩b(F-sta礙tistic)拌0.00000按1搬=-49865案.39+1.9隘5瓣+（1）盎 壩 芭 凹=40772.柏47+0.00捌1背+礙 耙 礙 白=26925.頒65+5.91扒+氨 霸 爸 板=-49865盎.39+1.9案5頒+（2）八=0.001為按樣本回歸方程的拜斜率，表示邊際癌農(nóng)業(yè)

12、機(jī)械總動(dòng)力俺，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械佰總動(dòng)力每增加1疤萬千瓦，糧食產(chǎn)擺量增加1萬噸。敗=40072.佰47是截距，表靶示不受農(nóng)業(yè)機(jī)械佰總動(dòng)力影響的糧安食產(chǎn)量。氨=0.02，說白明總離差平方和敗的2%被樣本回巴歸直線解釋，有罷98%未被解釋唉，因此樣本回歸礙直線對(duì)樣本點(diǎn)的襖擬合優(yōu)度是很低稗的敖。給出的顯著水稗平安=0.05，查暗自由度v=21頒-2=19的t佰分布表，得臨界背值搬，熬，挨哀 斑，百=16.6敖,故回歸系數(shù)均版不為零，回歸模皚型中應(yīng)包含常數(shù)半項(xiàng)，X對(duì)Y有顯邦著影響哀。拌=1.95為樣耙本回歸方程的斜般率，表示邊際土埃地灌溉面積，說埃明土地灌溉面積百每增加1千公頃哀，糧食產(chǎn)量增加哎1萬噸。爸=

13、-49865搬.39是截距，伴表示不受土地灌藹溉面積影響的糧安食產(chǎn)量。挨=0.礙73，說明總離哎差平方和的73罷%被樣本回歸直笆線解釋，有27哀%未被解釋，因扳此樣本回歸直線芭對(duì)樣本點(diǎn)的擬合吧優(yōu)度是較高的。板給出顯著性水平皚=0.05，查哀自由度暗=21-2=1霸9的t分布表，凹得臨界值靶=2.09，半=-3.95翱,故回歸系數(shù)包傲含零，回歸模型八中不應(yīng)包含常數(shù)捌項(xiàng)，X對(duì)Y有無艾顯著影響奧。愛（3）根據(jù)分析霸，X2得擬合優(yōu)拜度最高，模型最爸好，所以選擇X俺2得預(yù)測(cè)值。熬=26925.拜65+5.91奧+實(shí)驗(yàn)三P85第3題骯Depende巴nt Vari半able: Y礙Method:耙 Lea

14、st 背Squares岸Date: 跋12/19/1埃3哀 Time藹: 09:10搬Sample:疤 1 18芭Include板d obser扒vations佰: 18辦Variabl擺e傲Coeffic白ient哎Std. Er安ror頒t-Stati疤stic盎Prob. 白C礙-0.9755八68翱30.3223般6壩-0.0321佰73矮0.9748巴X1俺104.314壩6霸6.40913按6澳16.2759絆2佰0.0000礙X2襖0.40219絆0澳0.11634矮8拌3.45677爸6敗0.0035伴R-squar柏ed巴0.97972愛7拜 Mea叭n depen百dent

15、 va扒r胺755.150艾0伴Adjuste跋d R-squ芭ared鞍0.97702隘3愛 S.D白. depen拌dent va笆r耙258.685頒9背S.E. of唉 regres氨sion罷39.2116按2百 Aka礙ike inf皚o crite唉rion阿10.3268扮4艾Sum squ傲ared re壩sid巴23063.2捌7頒 Sch壩warz cr哀iterion捌10.4752矮3熬Log lik癌elihood板-89.941叭52拜 F-s邦tatisti搬c俺362.443版0哎Durbin-叭Watson 拜stat叭2.56139藹5搬 Pro骯b(F-

16、sta隘ti般stic)傲0.00000壩0（1）安（2）提出檢驗(yàn)礙的原假設(shè)為般。跋給出顯著水平暗，查自由度v=隘18-2=16扒的t分布表，得昂臨界值皚。敗，所以否定懊,昂顯著不等于零，頒即可以認(rèn)為受教癌育年限對(duì)購買書把籍及課外讀物支骯出有顯著影響。暗，所以否定哎，俺顯著不等于零，半即可以家庭月可岸支配收入對(duì)購買八書籍及課外讀物岸支出有顯著影響擺。安（3）把 俺 哎=0.9797叭，表示Y中的變柏異性能被估計(jì)的辦回歸方程解釋的熬部分越多，估計(jì)爸的回歸方程對(duì)樣翱本觀測(cè)值就擬合耙的越好。同樣，叭=0.9770版，很接近1，表昂示模型擬合度很艾好。襖（4）把安=10，半=480代入實(shí)驗(yàn)四P86第6

17、題翱Depende奧nt Vari把a(bǔ)ble: Y挨Method:叭 Least 半S澳quares昂Date: 哎12/19/1扳3辦 Time擺: 10:14皚Sample:礙 1955 1百984頒Include翱d obser扒vations柏: 30盎Variabl皚e扒Coeffic岸ient吧Std. Er矮ror案t-Stati跋stic壩Prob. 壩C拜0.20893熬2氨4.37221搬8板0.04778擺6白0.9623邦X1伴1.08140哎7半0.23413骯9伴4.61864挨9襖0.0001柏X2盎3.64656隘5襖1.69984絆9柏2.14522矮9瓣0.

18、0414絆X3唉0.00421疤2瓣0.01166盎4瓣0.36107暗1敖0.7210襖R-squar氨ed拔0.55229哀0背 Mea藹n depen俺dent va哎r傲22.1346胺7捌Adjuste奧d R-squ擺ared艾0.50063八2奧 S.D哀. depen敖dent va案r按14.4711盎5叭S.E. of俺 regres盎sion扳10.2261爸8八 Aka霸ike inf霸o crite般rion擺7.61134敗5癌Sum squ疤ared re矮sid辦2718.94八4唉 Sch捌warz cr凹iterio盎n爸7.79817凹1傲Log lik背

19、elihood芭-110.17胺02稗 F-s傲tatisti懊c頒10.6911絆2藹Durbin-靶Watson 扳stat礙1.25050版1安 Pro拌b(F-sta拔tistic)芭0.00009襖3辦，表示該地區(qū)某癌農(nóng)產(chǎn)品收購量隨把著銷售量的增加懊而增加，叭=3.647表扮示農(nóng)產(chǎn)品收購量扮隨出口量的增加伴而增加。隘=3.647表傲示農(nóng)產(chǎn)品收購量挨隨庫存量的增加傲而增加。該回歸骯方程系數(shù)的符號(hào)佰和大小均符合經(jīng)胺濟(jì)理論和實(shí)際情跋況。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)啊a回歸方程的唉顯著性檢驗(yàn)靶F檢驗(yàn)辦：矮r佰=0.55表示隘和鞍和瓣聯(lián)合起來對(duì)Y的吧解釋能力達(dá)到5稗5壩，因此，樣本回疤歸方程的擬合優(yōu)挨度是高的。顯

20、著跋性水平氨=0.05，查安自由度v=扮30-3-1案=27，的F分班布表的臨界值班(3，27)=瓣2.96，F(xiàn)=芭10.69按F巴(3，27)=背2.96,說明百回歸方程在總體版上是顯著的。拜b回歸系數(shù)的按顯著性檢驗(yàn)扮 佰 巴t檢驗(yàn)挨：擺顯著性水平霸=0.05，查靶自由度v=板30-3-1邦=26的t分布柏表的臨界值t班(26)=2.艾06，t澳=4.62t昂(26)，所以邦顯著不為零，即扮銷售量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品澳收購量有顯著影案響；t白=2.15柏t案(26)，所以藹顯著不為零，即按出口量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品靶收購量有顯著影翱響；t岸=0.36佰，伴=81.21拜故笆顯著不為零，則伴回歸模型中應(yīng)包艾含常數(shù)項(xiàng)，

21、可以罷認(rèn)為時(shí)間對(duì)銷售鞍額有顯著影響，挨,凹,表示Y能對(duì)估疤計(jì)的回歸方程進(jìn)翱行很高解釋，所奧以估計(jì)的回歸方笆程對(duì)樣本觀測(cè)值八就擬合的程度很敖高T=10，按Lny=3.9胺49y=49胺.4024則預(yù)笆測(cè)得該商場(chǎng)19稗99年的皮鞋銷敖售額為49.4懊024萬元實(shí)驗(yàn)六板P107第四章伴第2題耙Depende埃nt Vari藹able: L班OGY拔Method:哎 Least 拜Squares鞍Date: 胺12/20/1拔3皚 Time邦: 15:08哀Sample:拜 1 21岸Include搬d obser凹vations白: 21絆Variabl敖e襖Coeffic敖ient拜Std. Er

22、愛ror扮t-Stati巴stic瓣P(guān)rob. 暗C埃-35.404胺25板1.63792叭2芭-21.615扒35哀0.0000稗T澳0.02076俺6扒0.00086把6拔23.9740愛1鞍0.0000拜R-squar壩ed斑0.96800耙0愛 Mea礙n depen罷dent va傲r邦3.84316傲7襖Adjuste壩d R-squ八ared暗0.96631辦6骯 S.D藹. depen版dent va哎r唉1.30961柏0柏S.E. of傲 regres哀sion背0.24035骯5罷 Aka熬ike inf癌o crite伴rion斑0.07699版7笆Sum squ鞍ar

23、ed re稗sid瓣1.09764啊4靶 Sch笆warz cr皚iterion頒0.17647藹5扮Log lik皚elihood搬1.19153辦3絆 F-s扳tatisti爸c佰574.753翱1板Durbin-板Watson 敖stat巴0.11012藹7扒 Pro瓣b(F-sta凹tistic)敗0.00000奧0耙L背nY=-35.愛4042+0.拌0208叭+爸L熬nyf=6.1隘27疤Y=458.0鞍599實(shí)驗(yàn)七辦P108第四章佰第3題皚Depende佰nt Vari班able: L挨NM氨Method:板 Least 佰Squares跋Date: 稗12/20/1矮3暗 Ti

24、me奧: 16:35安Sample:拔 1948 1百964扒Include佰d obser吧vations邦: 17哀Variabl骯e邦Coeffic矮ient吧Std. Er伴ror拌t-Stati瓣stic唉Prob. 絆LNP背1.26587霸9癌0.431把393唉2.93440頒2挨0.0116敖LNR氨0.86459斑5捌0.51722辦8百1.67159襖3按0.1185辦LNY艾0.20621稗0拌0.30872案0般0.66795跋2鞍0.5158背C罷-2.0950癌90搬1.79090伴6跋-1.1698搬50搬0.2631矮R-squar絆ed靶0.85935芭5板

25、 Mea扒n depen礙dent va艾r愛5.48156叭7八Adjuste百d R-squ耙ared扳0.82689八9絆 S.D佰. depen傲dent va白r稗0.26930佰8熬S.E. of愛 regres把sion班0.11204搬7礙 Aka隘ike inf背o crite耙rion八-1.3374安75背Sum squ襖ared re氨sid半0.16320凹8班 Sch皚warz cr癌iterion胺-1.1414胺25佰Log lik斑elihood藹15.3685絆4胺 F-s澳tatisti霸c叭26.4771邦7頒Durbin-頒Watson 哀stat凹0

26、.74391埃0斑 Pro哀b(F-sta絆tistic)笆0.00000凹8ln辦 傲 (-1.1耙699) (2笆.9344) 罷 (1.翱6716) 凹 (0.66柏80)白 唉 （2）t檢驗(yàn)：唉假設(shè)拜:瓣，奧顯著性水平氨=0.05，查班自由度v=百17芭-3-1奧=百13皚的t分布表的臨藹界值t搬(跋13板)=2.班1班6，t絆=頒2.9344跋t哀(把13盎)，所以啊顯著不為零，盎即內(nèi)含價(jià)格縮減襖指數(shù)對(duì)名義貨幣埃存量有顯著影響罷；襖=1.6716八氨t鞍(癌13伴)靶，所以耙顯著為零，即長(zhǎng)傲期利率對(duì)名義貨岸幣存量無顯著影佰響；瓣F皚(3，阿13敗)=靶3.41捌,稗所以否定唉，按說明

27、回歸方程在罷總體上是顯著的壩。骯即內(nèi)含價(jià)格縮減哀指數(shù)，名義國(guó)名愛收入和長(zhǎng)期利率稗與名義貨幣存量疤之間的關(guān)系是線熬性的。經(jīng)濟(jì)意義分析：皚1.2659表擺示內(nèi)含價(jià)格縮減啊指數(shù)每增加1%暗，名義貨幣存量跋就增加1.26昂59%，奧0.2062表凹示名義國(guó)民收入奧每增加1億，名暗義貨幣存量就增癌加0.2062笆億，吧0.8646表哎示長(zhǎng)期利率每增啊加1%，名義貨昂幣存量就增加0辦.8646%奧。（3）半Depende凹nt Vari爸able: L扒NM矮Method:吧 Least 皚Squares礙Date: 壩12/20/1骯3佰 Time捌: 16:疤41搬Sample:扒 1948 1澳96

28、4艾Include柏d obser傲vations奧: 17柏Variabl愛e罷Coeffic氨ient爸Std. Er艾ror壩t-Stati熬s凹tic翱Prob. 頒LNR敗0.94425昂3班0.48960岸2澳1.92861把4班0.0743版LNY吧0.22658靶5班0.拌300069鞍0.俺755110柏0.澳4627傲C八-笆1.00652八7哀0.28976爸6稗-凹3.47358氨4爸0.芭0037傲R-squar班ed拜0.愛751490邦 Mea扮n depen哀dent va伴r版0.80222版5熬Adjuste版d R-squ壩ared笆0.耙715989拌

29、S.D岸. depen耙dent va癌r捌0.絆205539瓣S.E. of絆 regres白sion癌0.扳109537八 Aka俺ike inf隘o crite頒rion阿-1.伴426321背Sum squ拜ared re艾sid奧0.芭167977百 Sch背warz cr敗iterion氨-1.凹279283搬Log lik巴elihood霸15.拜12373艾 F-s拌tatisti礙c跋21.1679邦3扒Durbin-版Watson 哀stat癌0.鞍656255瓣 Pro俺b(F-sta懊tistic)俺0.班000059ln鞍 （疤-3.4736奧） （1.92愛86）

30、（0隘.7551）t檢驗(yàn)：阿假設(shè)扒:澳，唉顯著性水平敗=0.05，查俺自由度v=敗17版-案2案-1靶=白14爸的t分布表的臨啊界值t白(澳14百)=2.哀15愛，頒 =絆1.9286八t疤(絆14叭)，所以拔顯著為零，敗即長(zhǎng)期利率對(duì)名辦義貨幣存量有顯拜著影響；叭=0.7551捌F哀(3，盎14靶)=暗3.34愛,伴所以否定盎，拔說明回歸方程在扮總體上是顯著的耙。安即名義國(guó)名收入靶和長(zhǎng)期利率與名礙義貨幣存量之間暗的關(guān)系是線性的骯。經(jīng)濟(jì)意義分析：斑0.9443表翱示疤長(zhǎng)期利率柏每增加1%，名愛義貨幣存量就增凹加0.9443佰%，癌0.2266瓣表示耙名義國(guó)民收入拜每增加罷1億澳，名義貨幣存量稗就

31、增加半0.2266礙%般。（4）絆Depende盎nt Vari佰able: L柏NM靶Method:擺 Least 耙Squares隘Date: 胺12/20/1版3爸 Time唉: 16:耙51藹Sample:暗 1948 1耙964辦Include愛d obser愛vations礙: 17埃Variabl半e辦Coeffic暗ient矮Std. Er般ror拔t-Stati霸stic扮Prob. 阿LNR搬-0.209鞍411扒0.23275隘7芭-0.8996壩96安0.3825頒C疤-瓣1.28767艾7唉0.31492岸6斑-柏4.08882骯3板0.柏0010邦R-squar瓣e

32、d唉0.胺051201罷 Mea案n depen頒dent va敗r翱-1.5696扒23唉Adjuste扒d R-squ藹ared佰-0.0120埃53癌 S.D哎. depen捌dent va挨r背0.白127733骯S.E. of拌 regres班sion按0.阿128501半 Aka絆ike inf罷o crite襖rion哎-1.暗155637壩Sum squ斑ared re懊sid佰0.24768拌6昂 Sch哎warz cr矮iterion絆-1.鞍057611般Log lik邦elihood罷1佰1.82291笆 F-s笆tatisti頒c扳0.80945阿3啊Durbin-爸

33、Watson 壩stat矮1.47437版6挨 Pro邦b(F-sta哀tistic)澳0.吧382499ln敖 埃（-4.088半8）（-0.8拔997）t檢驗(yàn)：般假設(shè)叭:埃，藹顯著性水平爸=0.05，查伴自由度v=愛17啊-岸1百-1岸=熬15骯的t分布表的臨昂界值t阿(巴15拌)=2.爸13靶，安=鞍-0.8997稗跋t稗(吧15礙)八，所以版顯著為零，即長(zhǎng)盎期利率對(duì)名義貨半幣存量無顯著影絆響。F檢驗(yàn)：假設(shè): ：絆r柏=0.班05，礙因此，樣本回歸霸方程的擬合優(yōu)度搬是瓣很低哀的。顯著性水平敗=0.05，查翱自由度v=捌17耙-百1盎-1爸=暗15皚，的F分布表的霸臨界值耙(3，暗15稗)

34、=搬3.29壩，F(xiàn)=阿0.8095岸1.96，所以爸拒絕原假設(shè)版,接受佰，即等級(jí)相關(guān)系版數(shù)是顯著的，說罷明城鎮(zhèn)居民人均笆生活費(fèi)模型的隨搬機(jī)誤差存在異方般差。（2）圖示法白 愛 愛 班 佰 Y對(duì)哎X的散點(diǎn)圖凹 按 稗 藹 殘差與X辦的散點(diǎn)圖（3）襖Depende罷nt Vari挨able: Y佰Method:霸 Least 罷Squares擺Date: 哎12/26/1盎3靶 Time隘: 10:32襖Sample:絆 1 29班Include板d obser般vations霸: 29扒Variabl扳e澳Coeffic邦ient伴Std. Er愛r襖or霸t-Stati拜stic瓣P(guān)rob.

35、挨C白58.3179版1背49.0493頒5拜1.18896疤4佰0.2448辦X氨0.79557板0拔0.01837絆3敖43.3019敗3埃0.0000安R-squar疤ed巴0.98580拌5愛 Mea耙n depen芭dent va奧r耙2111.93吧1壩Adjuste靶d R-squ氨ared捌0.98527扒9艾 S.D班. depen背dent va拌r壩555.547擺0傲S.E. of佰 regres鞍sion伴67.4043壩6板 Aka跋ike inf啊o crite版rion安11.3257伴7把Sum squ熬ared re哀sid板122670.白4拔 Sch叭w

36、arz cr皚iterion笆11.4200暗6熬Log lik凹elihood礙-162.22凹36襖 F-s芭tatisti皚c邦1875.05骯7壩Durbin-把Watson 拜stat敖1.89397翱0伴 Pro扒b(F-sta扒tistic)拔0.00000吧0White檢驗(yàn)邦White H柏eterosk霸edastic拔ity Tes耙t:岸F-stati吧stic稗1.36842板0骯 Pro拌babilit埃y芭0.27223巴7頒Obs*R-s癌quared唉2.76190熬2奧 Pro搬babilit扒y岸0.25133靶9艾Test Eq版uation:暗Depen

37、de邦nt Vari懊able: R把ESID2愛Method:熬 Least 氨Squares柏Date: 半12/26/1耙3背 Time邦: 10:34熬Sample:罷 1 29岸In耙cluded 跋observa扳tions: 壩29芭Variabl哀e愛Coeffic挨ient叭Std. Er岸ror奧t-Stati藹stic懊Prob. 柏C埃-22151.礙26拜16006.5案7敖-1.3838疤85唉0.1782胺X拔18.1106把7擺10.9589罷8巴1.65258昂6般0.1104愛X2柏-0.0028礙58般0.00175白6扳-1.6273邦22邦0.1157

38、班R-squar背ed拔0.09523白8哀 Mea敗n depen百dent va岸r佰4230.01辦3跋Adjuste般d R-squ胺ared瓣0.02564壩1八 S.D拔. depen啊dent va癌r挨5479.44邦2矮S.E. of凹 regres把sion昂5408.73捌7擺 Aka傲ike inf凹o(jì) crite癌rion百20.1271靶2骯Sum squ哎ared re盎sid板7.61E+0絆8拔 Sch班warz cr斑iterion叭20.2685頒6背Log lik百elihood擺-288.84埃32安 F-s笆tatisti暗c白1.36842靶0般D

39、urbin-澳Watson 岸stat翱1.20995瓣6半 皚 Prob(疤F-stati澳stic)襖0.27223靶7半 （-巴1.3839）百 （1.652八6） （-1藹.6273）八 懊 T=29哀所以該回歸模型熬不存在異方差。瓣（4）戈德菲爾佰德-夸特檢驗(yàn)第一個(gè)樣本輸出矮Depende安nt Vari罷able: Y八Method:叭 Least 巴Squares拜Date: 氨12/26/1按3絆 Time盎: 10:49矮Sample:辦 1 11癌Include敖d obser拌vations疤: 11唉Variabl佰e矮Coeffic跋ient埃Std. Er搬ror岸

40、t-Stati昂stic扒Prob. 藹C吧-287.18伴72柏271.858骯6邦-1.0563板84澳0.3183扳X頒0.97475扒1俺0.13392捌6隘7.27829百6按0.0000扒R-squar凹ed扒0.85477吧7皚 Mea捌n depen翱dent va百r凹1688.54澳5暗A(chǔ)djuste阿d R-squ板ared隘0.83864頒1奧 S.D啊. depen胺dent va班r芭122.208傲3扮S.E. of叭 regres半sion爸49.0905邦0耙 Aka叭ike inf奧o crite擺rion凹10.7881吧7芭Sum squ扮ared re

41、襖sid搬21688.8疤9擺 Sch稗warz cr斑iterion傲10.8605澳2凹Log lik頒elihood辦-57.334啊96案 F-s邦tatisti隘c隘52.9735挨9稗D(zhuǎn)urbin-案Watson 安stat傲2.306斑656叭 Pro把b(F-sta邦tistic)罷0.00004挨7白殘差平方和=2翱1688.89第二個(gè)樣本輸出扳Depende靶nt Vari哎able: Y耙Method:吧 Least 般Squares叭Date: 邦12/26/1壩3翱 Time熬: 10:50白Sample:俺 19 29礙Include皚d obser哎vations

42、絆: 11埃Variabl扮e敗Coeffic扒ient澳Std. Er藹ror胺t-Stati懊stic挨Prob. 耙C哎-27.683皚45氨106.759拔6擺-0.2593胺06唉0.8012襖X埃0.82033搬7扒0.03216叭9搬25.5009盎5跋0.0000哎R-squar罷ed邦0.98634白9昂 Mea佰n depen班dent va把r擺2641.54搬5伴Adjuste巴d R-squ捌ared艾0.98483瓣2背 S.D芭. depen疤dent va翱r昂565.814胺0氨S.E. of稗 regres哎sion耙69.6839吧3霸 Aka哎ike i

43、nf俺o crite拔rion白11.4887傲8芭Sum squ礙ared re爸sid敗43702.6襖5搬 Sch懊warz cr骯iterion佰11.5611敖3扒Log lik敗elihood愛-61.188搬30罷 F-s芭tatisti艾c辦650.298壩6八Durbin-盎Watson 阿stat靶2.61058岸4捌 Pro扒b(F-sta胺tistic)俺0.00000背0斑殘差平方和=4佰3702.65提出原假設(shè)，：阿備擇假設(shè)，叭：襖互不相同。構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量柏給出顯著性水平礙=0.05，查拜F分布表挨=9，靶，因?yàn)镕=2.擺0153.1爸8，所以接受原哎假設(shè)，即城鎮(zhèn)居扮

44、民人均生活費(fèi)計(jì)疤量模型的隨機(jī)誤辦差不存在異方差氨。實(shí)驗(yàn)九挨P158第六章擺第3題愛Depende暗nt Vari叭able: Y扮Method:稗 Least 昂Squares按Date: 壩12/26/1敗3捌 Time拜: 11:43伴Sample:隘 1975 1埃994翱Include案d obser骯vations跋: 20捌Variabl盎e拔Coeffic癌ient柏Std. Er奧ror敖t-Stati翱stic艾Prob. 扮C癌-1.4547頒50扳0.21414暗6板-拔6.79326澳1扒0.0000跋X挨0.17628愛3翱0.00144胺5伴122.017邦0啊0.

45、0000背R-squar柏ed把0.99879艾2皚 Mea背n depen案dent va爸r笆24.5690矮0扳Adjuste伴d R-squ藹ared瓣0.99872芭5把 S.D版. depen敗dent va傲r熬2.41039壩6靶S.E. of跋 regres傲sion皚0.08605挨6哎 Aka凹ike inf藹o crite擺rion矮-1.9729哀91背Sum squ奧ared re罷sid氨0.13330襖2巴 Sch氨warz cr笆iterion愛-1.8734藹18伴L(zhǎng)og lik柏elihood半21.7299澳1俺 F-s藹tatisti霸c八14888.

46、1耙4岸Durbin-敖Watson 吧stat案0.73472壩6拔 Pro八b(F-sta傲tistic)巴0.00000跋0（1）線性回歸模型鞍 （-6.敗7933）（1骯22.0170岸）昂 s.e=癌0.086 礙 礙DW=0.73熬47 T翱=20凹所以回歸方程擬矮合效果較好，但把是DW值比較低岸。（2）殘差圖LM檢驗(yàn)傲Breusch暗-Godfre背y Seria懊l Corre哀lation 佰LM Test板:八F-stati芭stic安11.3291鞍4吧 Pro哎babilit罷y百0.00366鞍9皚Obs*R-s艾quar罷ed靶7.99822澳3笆 Pro擺babi

47、lit版y拜0.00468巴2稗Test Eq翱uation:辦Depende爸nt Vari背able: R柏ESID暗Method:背 Least 耙Squares白Date: 芭12/06/1捌3把 Time奧: 16:38拜Presamp骯le miss般ing val骯ue lagg奧ed resi柏duals s霸et to z俺ero.跋Variabl懊e翱Coeffic佰ient矮Std. Er捌ror邦t-Stati絆stic阿Prob. 巴C俺0.06092版3耙0.17165版5八0.35491拜7笆0.7270岸X哎-0.0004挨20拜0.00115暗8隘-0.362

48、4皚39白0.7215氨RESID(-傲1)隘0.63883半1氨0.18979骯6澳3.36587百9耙0.0037癌R-squar凹ed胺0.39991按1胺 Mea埃n depen扒dent va捌r挨-8.51E-傲16班Adjuste俺d R-squ靶ared版0.32931靶2班 S.D埃. depen扮dent va礙r吧0.08376暗1巴S.E. of扒 regres罷sion哎0.06859柏7凹 柏 Akai班ke info埃 criter瓣ion稗-2.3836礙69罷Sum squ胺ared re暗sid按0.07999案3埃 Sch巴warz cr班iterion凹

49、-2.2343邦09拔Log lik哎elihood靶26.8366芭9阿 F-s哎tatisti靶c隘5.66457傲0癌Durbin-隘Watson 伴stat耙1.73883爸0傲 Pro拔b(F-sta爸tistic)背0.01302巴7柏Obs*R-s捌quared懊7.99822柏3翱LM（BG）自懊相關(guān)檢驗(yàn)輔助回藹歸式估計(jì)結(jié)果是氨=20*0.3稗99911=7翱.998223凹般DW=挨1.7388因扒為俺=6.635斑扳=6.635，白所以翱拒絕按，接受跋，所以該誤差項(xiàng)背存在一階自相關(guān)熬。岸（4）已知DW癌=0.7347百，若給定笆，查表得DW檢笆驗(yàn)臨界值邦，捌。因?yàn)镈W=0把

50、.73471.1百8， 依據(jù)判別佰規(guī)則，認(rèn)為誤差?yuàn)W項(xiàng)唉不存在自相關(guān)。埃殘差圖如下：殘差圖矮經(jīng)濟(jì)含義是該公傲司的年銷售額占襖該行業(yè)的年銷售矮額的17.4%盎。實(shí)驗(yàn)十捌P159第六章頒第4題叭Depende般nt Vari氨able: Y耙Method:骯 Least 盎Squares懊Date: 安12/09/1鞍3捌 Time奧: 08:41唉Sample:伴 1960 2暗001擺Include叭d obser扒vations佰: 42藹Variabl柏e版Coeffic癌ient笆Std. Er阿ror癌t-Stati敗stic俺Prob. 頒C藹-3028.5疤63盎655.426拜8胺

51、-4.6207笆49辦0.0000班GDP案0.69749哎2隘0.01906靶0絆36.5946爸7巴0.0000岸R-squar盎ed伴0.97099般7熬 Mea百n depen搬dent va挨r隘10765.2骯3昂Adjuste八d R-squ鞍ared絆0.97027扳2拔 S.D襖. depen氨dent va跋r唉20154.1伴2佰S.E. of皚 regres澳sion癌3474.93耙8藹 Aka鞍ike inf奧o crite半rion懊19.1909笆9白Sum squ昂ared re矮sid拌4.83E+0暗8埃 Sch鞍warz cr隘iterion佰19.27

52、37般3艾Log lik澳elihood敗-401.01昂08皚 F-s邦tatisti耙c襖1339.17百0哎Durbin-癌Watson 稗stat版0.17843叭9胺 Pro癌b(F-sta愛tistic)版0.00000瓣0（1）線性回歸模型癌 （-4.矮6207）（3版6.5947）邦 s.e=搬3474.94柏 般DW=0.17百84 T懊=42愛所以回歸方程擬佰合效果較好，但矮是DW值比較低案。（2）LM檢驗(yàn)：背Breusch傲-Godfre敗y Seria罷l Corre鞍l(fā)ation 隘LM Test案:百F-stati艾stic阿327.378白0哀 Pro八babil

53、it氨y啊0.00000昂0傲Obs*R-s辦quared扒37.5292版1扒 Pro昂babilit絆y敗0.00000擺0唉Test Eq盎uation:斑Depende哀nt Vari班able: R扳ESID礙Method:岸 Least 拌Squares拔Date: 扒12/09/1暗3巴 Time八: 08:51巴Presamp拔le miss翱ing val阿ue lagg翱ed resi扳duals s耙et to z凹ero.愛Variabl絆e安Coeffic版ient傲Std. Er柏ror伴t-Stati澳stic邦Prob. 白C拌-425.81芭14盎217.84

54、0奧6盎-1.9546愛93耙0.0578拌GDP半0.03472藹8疤0.00658翱4佰5.27476敗2捌0.0000八RESID(-般1)矮1.10959頒7芭0.06132半5愛18.0935盎9拜0.0000霸R-squar癌ed板0.89355瓣3俺 Mea搬n depen叭dent va哀r板-3.29E-疤12艾Adjuste拔d R-squ斑ared芭0.88809啊4岸 S.D藹. depen敗dent va扒r愛3432.29壩9艾S.E. of奧 regres奧sion板1148.18佰6埃 Aka稗ike inf跋o crite板rion藹16.9985俺0俺Sum

55、 squ霸ared re佰sid傲5141493笆2耙 Sch搬warz cr敗iterion艾17.1226藹2版Log lik背elihood扮-353.96半86襖 F-s笆tatisti白c鞍163.689霸0八Durbin-唉Watson 盎stat爸1.40834靶8藹 Pro斑b(F-sta俺tistic)耙0.00000安0隘假設(shè)隘 般至少一個(gè)跋不等于0。氨,與俺相比，藹=6.635，搬把=6.635，罷所以拒絕拌，接受藹，所以該誤差項(xiàng)暗存在一階自相關(guān)擺。扮（4）已知DW辦=0.1784擺，若給定瓣，查表得DW檢百驗(yàn)臨界值辦，拌。因?yàn)镈W=0拌.73471邦.46， 依據(jù)扮判別

56、規(guī)則，認(rèn)為癌誤差項(xiàng)扳存在嚴(yán)重的自相鞍關(guān)。估計(jì)得自相拜關(guān)系數(shù)把。鞍對(duì)原變量做廣義鞍差分變換。令 半以叭、班，（1961靶2001年）為矮樣本再次回歸，昂得壩Depende笆nt Vari芭able: Y俺1叭Method:般 Least 爸Squares骯Date: 背12/09/1唉3半 Time稗: 09:23懊Sample(阿adjuste笆d): 196霸1 2001般Include矮d obser鞍vations凹: 41 af隘ter adj頒usting 鞍endpoin八ts哎Variabl扮e哎Coeffic鞍ient胺Std. Er疤ror壩t-Stati耙stic靶Prob

57、. 背C白-421.55版39按280.894芭6哎-1.5007岸55隘0.1415佰GDP1拔0.77952芭6埃0.04299鞍5阿18.1304奧7拔0.0000白R(shí)-squar按ed岸0.89393跋9昂 Mea埃n depen胺dent va挨r佰2620.66白7澳Adjuste壩d R-squ耙ared霸0.89122俺0霸 S.D百. depen敖dent va澳r盎4373.39壩9瓣S.E. of案 regres絆sion背1442.42斑8壩 Aka巴ike inf佰o crite靶rion耙17.4335板9骯Sum squ捌ared re隘sid埃8114329靶7

58、百 Sch疤warz cr敖iterion熬17.5171頒8叭Log lik稗elihood奧-355.38霸87搬 F-s吧tatisti佰c般328.714藹0翱Durbin-稗Watson 骯stat胺0.83630按0捌 Pro罷b(F-sta翱tistic)爸0.00000挨0擺 板 （-1.50爸） （18.1安3）鞍DW=0.83般63，查臨界值埃表，若給定芭，查表得DW檢霸驗(yàn)臨界值辦，扳。因?yàn)镈W=0稗.83631拔.45， 依據(jù)跋判別規(guī)則，認(rèn)為案誤差項(xiàng)笆存在嚴(yán)重的自相氨關(guān)。殘差圖如下巴：捌經(jīng)濟(jì)含義是中國(guó)俺儲(chǔ)蓄存款總額占半GDP的77.白95%回歸檢驗(yàn)挨Depende拜nt

59、Vari案able: E澳Method:背 Least 版Squares稗D(zhuǎn)ate: 瓣12/礙09背/13傲 Time挨: 伴09絆:53岸Sample(班adjuste隘d): 196絆1 2001般Include疤d obser班vations懊: 41 af瓣ter adj哀usting 暗endpoin熬ts俺Variabl班e氨Coeffic阿ient版Std. Er熬ror埃t-Stati吧stic巴Prob. 靶E(-1)把1.00917佰4絆0.07475霸5靶13.4998拜1拜0.0000般R-squar百ed般0.81997礙9跋 Mea癌n depen岸dent va

60、靶r癌-50.697翱98敖Adjuste靶d R-squ斑ared按0.81997盎9擺 S.D霸. depen艾dent va昂r般3458.98扮0壩S.E. of癌 regres挨sion安1467.60扮8耙 Aka隘ike inf懊o crite敖rion叭17.4447襖4擺Sum squ礙ared re扒sid襖8615489辦0絆 Sch氨warz cr啊iterion把17.4865伴4稗Log lik邦elihood懊-356.61擺72案 Dur叭bin-Wat岸son sta鞍t昂0.75583叭6扒,給定的傲，芭1.685.案19，回歸方程擺顯著。癌分別計(jì)算敗的兩兩