計量經(jīng)濟(jì)學(xué)實驗答案-第三版

實驗

P42第二章第6題

"=“"GDP+e

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/11/08Time:09:03

Sample:19851998

Includedobservations:14

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C12596.271244.56710.121010.0000

GDP26.954154.1203006.5417920.0000

R-squared0.781002Meandependentvar20168.57

AdjustedR-squared0.762752S.D.dependentvar3512.487

S.E.ofregression1710.865Akaikeinfocriterion17.85895

Sumsquaredresid35124719Schwarzcriterion1795024

Loglikelihood-123.0126F-statistic42.79505

Durbin-Watsonstat0.859998Prob(F-statistic)0.000028

——

yf=12596.27+26.95GDP

（10.1）（6.5）,R2R78評=0.76

（-）對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析：

A

=26.95是這個樣本回歸方程的斜率，它表示GDP每增加1億元，某市將增加26.95

A

的貨物運輸量；=12596.27是樣本【可歸方程的截距，它表示不受GDP影響的某市的貨

物運輸量。

（二）統(tǒng)計檢驗

R2=0.78,說明總離差平方和的78%被樣本回歸直線解釋，有22%未被解釋，因此，樣本

回歸宜線的擬合優(yōu)度是可以的。

給出顯著水平a=0.05,查自由度v=14-2=12的t分布表，得臨界值/0025a2）=2.18,

?（）=1Q1>^I（）25（12）,力=6.5>［。心（12）,固回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包

含常數(shù)項，6口「對丫有顯著影響。

（三）預(yù)測2000年的某市貨物運輸量

假如2000年某市以1980年不變價的國內(nèi)生產(chǎn)總值為620億元，得到2000年貨物運輸量的

預(yù)測值29307.84萬噸。

實驗二

P42第二章第7題

+

⑴3=。。+/Xuet

DependentVariable:Q

Method:LeastSquares

Date:01/31/09Time:15:20

Sample:19781998

Includedobservations:21

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C40772.471389.79529.337040.0000

X10.0012200.0019090.6391940.5303

R-squared0.021051Meandependentvar40996.12

AdjustedR-squared-0.030473S.D.dependentvar6071.868

S.E.ofregression6163.687Akaikeinfocriterion20.38113

Sumsquaredresid7.22E+08Schwarzcriterion2048061

Loglikelihood-212.0019F-statistic0.408568

Durbin-Watsonstat0.206201Prob(F-statistic)0.530328

——_~

Qt=40772.47+0.00122Xh

2—2

（29.34）（0.64）氏-=0.02R=-0.03

（-）對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析

U=0.00122是這個樣本回歸方程的斜率，它表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力每增加1萬千瓦時，我國

糧食產(chǎn)量將增加0.00122萬噸；。0=40772.47是樣本回歸方程的截距，它表示不受農(nóng)業(yè)機(jī)

械總動力影響的我國糧食產(chǎn)量。

（二）統(tǒng)計檢驗

R2=0.02,說明總離差平方和的2%被樣本回歸直線解釋，有98%為被解釋，因此，樣本

回歸直線的擬合優(yōu)度是相當(dāng)差的。

給出顯著水平a=0.05,查自由度v=21-2=19的t分布表，得臨界值電方（19）=2.09,

^=29.34>^（）（）25（19）,力=664<7。025（19），固回歸系數(shù)均顯著為零，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對我國

糧食產(chǎn)量無顯著影響。

⑵Qt=Bo+/\Xce

DependentVariable:Q

Method:LeastSquares

Date:01/31/09Time:15:23

Sample:19781998

Includedobservations:21

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C26925.65915.865729.399120.0000

X25.9125340.35642316.588510.0000

R-squared0.935413Meandependentvar40996.12

AdjustedR-squared0.932014S.D.dependentvar6071.868

S.E.ofregression1583.185Akaikeinfocriterion17,66266

Sumsquaredresid47623035Schwarzcriterion17.76214

Loglikelihood-183.4579F-statistic275.1787

Durbin-Watsonstat1.264400_Prob(F-statistic)0.000000

Qt=26925.65+5.912534\,

(29.40)(5.91)R'O.942=0.93

(一)對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析

6=5.912534是這個樣本回歸方程的斜率，它表示化肥施用量每增加1萬噸，我國糧食產(chǎn)

量將增加5.912534萬噸：a()=26925.65是樣本回歸方程的截距，它表示不受化肥施用量

影響的我國糧食產(chǎn)量。

(-)統(tǒng)計檢驗

R2=0.94,說明總離差平方和的94%被樣本回歸直線解釋，有6%為被解釋，因此，樣本

回歸直線的擬合優(yōu)度是很高的。

給出顯著水平a=0.05,查自由度v=21-2=19的t分布表，得臨界值力)。%(19尸2.09,

右=29.40〉,0125(19),(19),固回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常

數(shù)項，化肥施用量對我國糧食產(chǎn)量有顯著影響。

⑶3+"+%X/G

DependentVariable:Q

Method:LeastSquares

Date:01/31/09Time:15:24

Sample:19781998

Includedobservations:21

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-49865.3912638.40-3.9455450.0009

X31.9487000.2706347.2004980.0000

R-squared0.731817Meandependentvar40996.12

AdjustedR-squared0.717702S.D.dependentvar6071.868

S.E.ofregression3226.087Akaikeinfocriterion19.08632

Sumsquaredresid1.98E+08Schwarzcriterion19.18580

Loglikelihood-198.4064F-statistic51.84718

Durbin-Watsonstat0.304603Prob(F-statistic)0.000001

Qt=-49865.39+1.9487X”

2—2

(-3.95)(7.2)R=0.73R=0.72

(-)對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析

的=1.9487是這樣的樣本回歸方程的斜率，它表示土地灌溉面積每增加1千公頃，我國糧

食產(chǎn)量將增加1.9487萬噸；?0=49865.39是樣本同歸方程的截距，它表示不受土地濯溉

面積影響的我國糧食產(chǎn)量，

(-)統(tǒng)計檢驗

R2=0.73,說明總離差平方和的73%被樣本回歸直線解釋，有27%為被解釋，因此，樣本

I可歸直線的擬合優(yōu)度是可以的。

給出顯著水平a=0.05,查自由度v=21-2=19的t分布表，得臨界值10025a9)=209,

/0=-3.95</。025d9),力=7.2<九0X(19),周回歸系數(shù)均顯著不為零，回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)

項，化肥施用量對我國糧食產(chǎn)量有顯著影響。

(3)最好的模型是第二個模型，即3=力。+加xJ

Qt=26925.65+5.912534\,,

(29.40)(5.91)*=0.94

把X，=4300帶入上面的方程預(yù)測得2000年我國糧食產(chǎn)量為52349.5415099萬噸。

實驗三

P85第三章第3題

AAAA

YXfX?

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/08Time:10:25

Sample:118

Includedobservations:18

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-0.97556830.32236-0.0321730.9748

X1104.31466.40913616.275920.0000

X20.4021900.1163483.4567760.0035

R-squared0.979727Meandependentvar755.1500

AdjustedR-squared0.977023S.D.dependentvar258.6859

S.E.ofregression39.21162Akaikeinfocriterion10.32684

Sumsquaredresid23063.27Schwarzcriterion10.47523

Loglikelihood-89.94152F-statistic362.4430

Durbin-Watsonstat2.561395_Prob(F-statistic)0.000000

Y=-0.975568+104.3146X]+0.402190X，

(-0.032173)(16.27592)(3.456776)R，=0.979727=0.977023

殘差平方和為：Sumsquaredresid=23063.27

回歸標(biāo)準(zhǔn)差為:S.E.ofregression=39.21162

(一)經(jīng)濟(jì)意義檢驗

4=104.3146表示受教育年限每增加1年，學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出就增加

104.3146元

02=0.402190表示家庭月可支配收入每增加1元，學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出就增

加0.402190元。

(二)統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

易得樣本可次系數(shù)為R-squared=0.979727,

修正樣本可決系數(shù)為AdjustedR-squared=0.977023

即R?=0.979727,$=0.977023

計算結(jié)果表明，估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。

2.F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)為

H。氏邛:。

對立假設(shè)為

H：至少有一個少不等于零(i=l，2)

得F統(tǒng)計量為：F-statistic=362.4430

對于給定的顯著性水平a=0.05,查出自由度v=15的F分布尸(此(2,15)=3.68.因為

F=362.443>3.68,所以否定“”,總體回歸方程是顯著的，即受教育水平與家庭月可支配

收入和學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出之間存在顯著的線性關(guān)系。

3.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)為

Ho￡=O,i=l,2

的t-Statistic=16.27592

42的t-Statistic=3.456776

對于給定的顯著性水平。=0.05,查出自由度v=15的t分布雙側(cè)分位數(shù)加025a5）=2.13.

因為力=16.27592＞九0”（15）=2.13,所以否定J/。，顯著不等于零，即可以認(rèn)為受教育水

平對學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出有顯著影響。

右=3.456776＞。心（15）=2.13,所以否定““，夕、顯著不等于零，即可以認(rèn)為家庭月可支

配收入對學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出有顯著影響。

（三）預(yù)測

ForecastYF

ZctuakY

Forecastsample:119

Includedobservations:18

RootMeanSquaredError35.79515

MeanAbsoluteError30.17207

MeanAbs.PercentError4.240368

TheilInequalityCoefficienO.022499

BiasProportion0.000000

VarianceProportion0.005120

CovarianceProportiorO.994880

在數(shù)據(jù)Xi=1°，X?=48（）情況下，預(yù)測的學(xué)生用于購買書籍及課外讀物支出為

1235.22148494元

實驗四

P86第三章第6題

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:01/05/08Time:11:05

Sample:19551984

Includedobservations:30

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.2089324.3722180.0477860.9623

X11.0814070.2341394.6186490.0001

X23.6465651.6998492.1452290.0414

X30.0042120.0116640.3610710.7210

R-squared0.552290Meandependentvar22.13467

AdjustedR-squared0.500632S.D.dependentvar14.47115

S.E.ofregression10.22618Akaikeinfocriterion7.611345

Sumsquaredresid2718.944Schwarzcriterion7.798171

Loglikelihood-110.1702F-statistic10.69112

Durbin-Watsonstat1.250501_Prob(F-statistic)0.000093

Y=0.208932+1.081407+3.646565y,+0.004212y,

(0.047786)(4.618649)(2.145229)(0.361071)

殘差平方和為：Sumsquaredresid=2718.944

回歸標(biāo)準(zhǔn)差為：S.E.ofregression=10.22618

(-)經(jīng)濟(jì)意義檢驗

衣=1.081407表示農(nóng)產(chǎn)品的銷售最每增加1萬擔(dān)，農(nóng)產(chǎn)品的收購最就增加1.081407萬擔(dān)；

A=3.646565表小農(nóng)產(chǎn)品的出口量每增加1萬擔(dān)，農(nóng)產(chǎn)品的收購量就增加3.646565萬擔(dān)；

立二0.004212表示農(nóng)產(chǎn)品的庫存量每增加1萬擔(dān)，農(nóng)產(chǎn)品的收購量就增加0.004212萬擔(dān)

(-)統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

易得樣本可決系數(shù)為R-squared=0.552290,

修正樣本可決系數(shù)為AdjustedR-squared=0.500632

即/J?=0.552290,=0.500632

計算結(jié)果表明，估計的樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。

2.F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)為

H。優(yōu)邛F

對立假設(shè)為

H1：至少有一個夕不等于零(0，2)

得F統(tǒng)計量為：F-statistic=10.69112

對于給定的顯著性水平a=0.05,查出自由度v=26的F分布//。(方(2,26)=3.37.因為

F=10.69112>3.37,所以否定“。，總體回歸方程是顯著的，即農(nóng)產(chǎn)品的銷售量與出口量與

庫存量和收購量之間存在顯著的線性關(guān)系。

3.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)為

HoO=。，i=L2

B、的t-Statistic=4.618649

夕，的t-Statistic=2.145229

0Mt-Statistic=0.361071

對于給定的顯著性水平。=0.05,查出自由度v=27的t分布雙側(cè)分位數(shù).002s(26)=2.06.

因為力=4.618649〉九025(26)=206,所以否定”。，目顯著小等于零，即可以認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品的

銷售量對收購量有顯著影響。

心=2.145229")g(26)=2.06,所以否定“”,人顯著不等于零，即可以認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品的出

口量對于收購量有顯著影響。

=0.361071<^()25(26)=2.06,所以不否定“。，夕,顯著等于零，即可以認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品的庫

存量對于收購量無顯著影響。

實驗五

P107第四章第1題

DependentVariable:LY

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:00:43

Sample:19901998

Includedobservations:9

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C1.1309310.01952957.911360.0000

T0.2818370.00347081.213390.0000

R-squared0.998940Meandependentvar2.540117

AdjustedR-squared0.998788S.D.dependentvar0.772253

S.E.ofregression0.026881Akaikeinfocriterion-4.201659

Sumsquaredresid0.005058Schwarzcriterion-4.157831

Loglikelihood20.90746F-statistic6595.614

Durbin-Watsonstat1.128588Prob(F-statistic)0.000000

Iny=a+^t+ut

Iny=1.130931+0.281837t

(57.91)(81.21)R?=0.9989R2=0.9988

(一)結(jié)構(gòu)分析

P=0.2818表示1990-1998年期間皮鞋銷售額的年增長率為28.18%

（二）統(tǒng)計檢驗

1,擬合優(yōu)度檢驗

R?=0.9989,說明總離差平方和的99.89%被樣本回歸直線解釋，0.11%未被解釋，因此,

樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度很高，時間增長對于皮鞋銷售額的解釋程度很高。

2,t檢驗

給出。=0.05查自由度v=9-2=7的t分布表，得臨界值7。心⑺=2.37,

人=57.91＞兒2s（7）,=8121”002s⑺,故回歸系數(shù)顯著小為零，回歸模型中應(yīng)該

包含常數(shù)項，t對ln$有顯著影響。

（三）預(yù)測

Forecast:LYF

Actual:LY

Forecastsample:19901999

Includedobservations:9

RootMeanSquaredErroO.023707

MeanAbsoluteError0.017350

MeanAtx>.PcrccntErrorO.SSd0-4

ThetlInequalityCoefficient004486

BlasProportion0.000000

VarianceProportion0.000265

CovarianceProportioO.999735

T=10,即1999年Iny=3.94930436458y=49.4024491055

即預(yù)測得1999年該商場皮鞋的銷售額是49.4024491055萬元。

實驗六

P107第四章第2題

DependentVariable:LY

Method:LeastSquares

Date:02/21/10Time:10:48

Sample:121

Includedobservations:21

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-35.404251.637922-21.615350.0000

T0.0207660.00086623.974010.0000

R-squared0.968000Meandependentvar3.843167

AdjustedR-squared0.966316S.D.dependentvar1.309610

S.E.ofregression0.240355Akaikeinfocriterion0.076997

Sumsquaredresid1.097644Schwarzcriterion0.176475

Loglikelihood1.191533F-statistic574.7531

Durbin-Watsonstat0.110127Prob(F-statistic)0.000000

Iny=InA+

iny=-35.40425+0.020766t,InA=-35.40425

(-21.6154)(23.97401)R'O.9680,R：=0.966316

(一)結(jié)構(gòu)分析

a=0.0208表示179cH890年期間人口總數(shù)的年增長率為2.08%

(二)統(tǒng)計檢驗

1,擬合優(yōu)度檢驗

R?=0.9680,說明總離差平方和的96.8%被樣本回歸直線解釋3.2%未被解釋，因此，樣

本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度很高，時間增長對于人口總數(shù)的解釋程度很高。

2,t檢驗

給出。=0.()5查自由度v=21-2=19的t分布表，得臨界值/$(19)=2.09,\l/f\=

21.6154>^0025(19)23.9740>啟您(19),故回歸系數(shù)顯著不為零,回歸模型中應(yīng)

該包含常數(shù)項，t對ln￡有顯著影響。

(三)預(yù)測

Forecast:LYF

Actual:LY

Forecastsample:122

Includedobservations:21

RootMeanSquaredErroO.228624

MeanAbsoluteError0.20007-

MeanAbs.PorcentError6.471945

TheilInequalityCoefficieGt028247

BiasProportion0.000000

VarianceProportion0.00813"

CovarianceProportioO.991869

T=22,即2000年Iny=6.12740849214,y=458.247069693

即美國2000年人口總數(shù)為458.247069693百萬人。

實驗七

P107第四章第3題

(1)

DependentVariable:LY

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:02:04

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2.0950901.790906-1.1698500.2631

LX50.2062100.3087200.6679520.5158

LX30.8645950.5172281.6715930.1185

LX21.2658790.4313932.9344020.0116

R-squared0.859355Meandependentvar5.481567

AdjustedR-squared0.826899S.D.dependentvar0.269308

S.E.ofregression0.112047Akaikeinfocriterion-1.337475

Sumsquaredresid0.163208Schwarzcriterion-1.141425

Loglikelihood15.36854F-statistic26.47717

Durbin-Watsonstat0.743910_Prob(F-statistic)0.000008

+外

]nY,a2InP+InR+u,

Y=,X1=H"),X2=Pf,X3=R,,X5=/

(n)

InMz=-2.095090+-0.206210jpj上+1.265879仙.+0.864595仙R

(-1.1699)(0.6679)(2.9344)(1.6716)

R?=0.8594R2=0.8269

⑦=0.864595,為二0.2。6210

（一）經(jīng)濟(jì)意義：%=0.2062表示,實際國民收入每增加1%,名義貨幣存量增加0.2062%；

22=08646表示長期利率每增加1%,名義貨幣存量增加0.8646%；二3=12659表示

內(nèi)含價格縮減指數(shù)每增加1%,名義貨幣存量增加1.2659%

（二）統(tǒng)計檢驗

1,擬合優(yōu)度檢驗

R-O.8594,說明總離差平方和的85.94%被樣本回歸直線解釋14.06%未被解釋，因此，

樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度很高，時間增長對「人I」總數(shù)的解釋程度很高。

2,t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)“0：%.=0

給出。=0.05查自由度v=17-3-l=13的I分布表，得臨界值?mW<13)=2.16,Q=

1J699y出(13)如=0.6679y02s(13),心=〔S716<九您(13),^3=0,4314<^

（13）,故回歸系數(shù)顯著為零，回歸模型中不應(yīng)該包含常數(shù)項，y,,R,p,對麻了無

顯著影響。

3,F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)//o：arcci=a^

對立假設(shè)為///至少有一個名不等于零（i=L2,3）

F-statistic=26.4772,對于給定的顯著性水平a=0.05,,查出分子自由度為3,分母的自由

度為13的F分布上側(cè)分位數(shù)尸0%（3,13）=3.41.因為F-statistic=26.4772＞凡05⑶

13）,所以否定“。，總體回歸方程是顯著的，即名義貨幣存量和實際國名收入，內(nèi)含價

格縮減指數(shù)，長期利率之訶存在顯著的線性關(guān)系

4,判斷的估計值的符號%估計值符號為正，即內(nèi)含價格縮減指數(shù)增加，名義貨幣存量

也增加。合理。

(2)

估計回歸模型r色p%

DependentVariable:LY

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:02:08

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.ErrortStatisticProb.

C-2.0950901.790906-1.1698500.2631

LX10.2062100.3087200.6679520.5158

LX21.0596690.5567141.9034360.0794

LX30.8645950.5172281.6715930.1185

R-squared0.859355Meandependentvar5.481567

AdjustedR-squared0.826899S.D.dependentvar0.269308

S.E.ofregression0.112047Akaikeinfocriterion-1.337475

Sumsquaredresid0.163208Schwarzcriterion-1.141425

Loglikelihood15.36854F-statistic26.47717

Durbin-Watsonstat0.743910_Prob(F-statistic)_0.000008

(n)

InMz=-2.095090+0.206210In匕的+0.864595klR+1.059669klP,

(-1.1699)(0.6679)(1.6716)(1.9034)

R?=0.8594R2=0.8269

（一）經(jīng)濟(jì)意義：力=0.2062表示，名義國民收入每增加1%,名義貨幣存量增加0.2062%；

夕，=0.8646表示長期利率每增加1%,名義貨幣存量增加0.8646%；

夕，=1.0597表示內(nèi)含價格縮減指數(shù)每增加1%,名義貨幣存量增加

1.0597%

（-）統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

寵2=0.8594,說明總離差平方和的85.94%被樣本回歸直線解釋14.06%未被解釋，因此，

樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度很高，時間增長對于人口總數(shù)的解釋程度很高。

2.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)“0：/3,=0

給出。=0.05查自由度v=17-3-l=13的t分布表，得臨界值力）o,$（13）=2.16,卜夕=

S699y您⑴）"=。6679〈人⑴*^^⑨3八⑴）以="034黑您

A*

（13）,故回歸系數(shù)顯著為零，回歸模型中不應(yīng)該包含常數(shù)項，y,r,p對無顯著影

響。

3.F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)“0：氏=0=p=0

對立假設(shè)為“I：至少有一個月不等于零（i=1,2,3；

F-statistic=26.4772,對于給定的顯著性水平a=0.05,,查出分子自由度為3,分母的自由

度為13的F分布上側(cè)分位數(shù)/00s（3,13）=3.41.因為F-statistic=26.4772>F\（）5⑶

13）,所以否定“0，總體回歸方程是顯著的，即名義貨幣存量和實際國名收入，內(nèi)含價

格縮減指數(shù)，長期利率之間存在顯著的線性關(guān)系。

說明用1和a1的關(guān)系：兩者在數(shù)值上相等，表示實際國名收入與名義國名收入對名義貨

幣存量的影響是一樣的，但是a1表示實際國名收入和名義貨幣存量之間的變化關(guān)系，表

示名義國名收入和名義貨幣存量之間的變化關(guān)系,

(3)

DependentVariable:LY1

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:02:03

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1.0065270.289766-3.4735840.0037

LX50.2265850.3000690.7551100.4627

LX30.9442530.4896021.9286140.0743

R-squared0.751490Meandependentvar0.802225

AdjustedR-squared0.715989S.D.dependentvar0.205539

S.E.ofregression0.109537Akaikeinfocriterion-1.426321

Sumsquaredresid0.167977Schwarzcriterion-1.279283

Loglikelihood15.12373F-statistic21,16793

Durbin-Watsonstat_0.656255_Prob(F-statistic)0.000059

+}ne

inM=in4+41n匕+4InR,u,

In麻尸1.006527+0.226585E匕+0.944253gR

(-3.473584)(0.755110)(1.928614)

*=0.751490R2=0.715989

(一)經(jīng)濟(jì)意義：丸|=0.2266表示，名義實際國民收入每增加1%,實際貨幣存量增加

0.2266%；丸，=0.9443表示長期利率每增加1%,名義貨幣存量增加0.9443%

（二）統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

=0.75149,說明總離差平方和的75.15%被樣本回歸直線解釋24.85%未被解釋，因此,

樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度可以，時間增長對「人I」總數(shù)的解釋程度很高。

2.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)“0：4=0

給出。=0.05查自由度v=17-2-l=14的t分布表，得臨界值/'。（心（14）=2.16,%=

3.473584"°g（⑷"=075511〈九姐（⑷,":"28614V人5（14），故回歸系

數(shù)顯著不為零，回歸模型中應(yīng)該包含常數(shù)項，1n匕對】n麻,無顯著影響，卜氏,對小麻,

無顯著性影響

3.F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)J/。：4=丸2=0

對立假設(shè)為///至少有一個4不等于零(i=1,2,3)

F-statistic=21.1679,對于給定的顯著性水平a=0.05,,查出分子自由度為3,分母的自由

度為13的F分布上側(cè)分位數(shù)萬；)/(3,14)=3.34.因為F-statistic=21.1679>F；)os(3,

14),所以否定“”,總體回歸方程是顯著的，即實際貨幣存量和實際國名收入，長期利

率之間存在顯著的線性關(guān)系。

(4)

DependentVariable:LY2

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:02:17

Sample:19481964

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1.2876770.314926-4.0888230.0010

LX3-0.2094110.232757-0.8996960.3825

R-squared0.051201Meandependentvar-1.569623

AdjustedR-squared-0.012053S.D.dependentvar0.127733

S.E.ofregression0.128501Akaikeinfocriterion-1.155637

Sumsquaredresid0.247686Schwarzcriterion-1.057611

Loglikelihood11.82291F-statistic0.809453

Durbin-Watsonstat1.474376_Prob(F-statistic)0.382499

In=lna+41nR+〃Jne

IM

In一=-1.287677-0.209411InR，

Y

(-4.0888)(-0.8997)=0.0512R2=-0.0121

(-)經(jīng)濟(jì)意義：尸=-0.2094表示，表示長期利率每下降1%,

(二)統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

R10.0512,說明總離差平方和的5.12%被樣本回歸直線解釋94.88%未被解釋，因此,

樣本回歸走線對樣本點的擬合優(yōu)度很低，長期利率對實際貨幣存量和實際國名收入的解釋程

度很低。

2.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)“0：P=0

給出。=0.05查自由度v=l7-l-l=15的t分布表，得臨界值/002s(15)=2.13,

卜、卜4.0888>/。⑶05)J^|=0-8997<^()()25(15)，故回歸系數(shù)顯著不為零，回歸模型中

(

應(yīng)該包含常數(shù)項，］nR,對In—無顯著影響。

\1//

3.F檢驗

提出檢驗的原假設(shè)”。：0=0

對立假設(shè)為//：4W0

F-statistic=0.8095,對于給定的顯著性水平a=0.05,,查出分子自由度為2,分母的自由

度為15的F分布上側(cè)分位數(shù)尸。至(2，15)=3.68.因為F-statistic=0.8095<冗%(2,

15),所以接受“°,總體回歸方程是不顯著的，即實際貨幣存量和實際國名收入，長期

利率之間不存在顯著的線性關(guān)系

(5)

第一個模型，回歸系數(shù)都顯著為零，回歸方程顯著。

第二個模型，回歸系數(shù)顯著為零，回歸方程顯著不為零.

第三個模型，回歸系數(shù)的有為零的，有不為零的，回歸方程顯著。

第四個模型，回歸方程顯著為零。回歸系數(shù)中有顯著為零的和顯著不為零的。

所以，第三個模型最佳

實驗八

P133第五章第2題

DependentVariable:V

Method:LeastSquares

Date:01/02/01Time:03:21

Sample:129

Includedobservations:29

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C58.3179149.049351.1889640.2448

X0.7955700.01837343.301930.0000

R-squared0985805Meandependentvar2111931

AdjustedR-squared0.985279S.D.dependentvar555.5470

S.E.ofregression67.40436Akaikeinfocriterion11.32577

Sumsquaredresid122670.4Schwarzcriterion11.42006

Loglikelihood-162.2236F-statistic1875.057

Durbin-Watsonstat1.893970Prob(F-statistic)0.000000

Y,邛。+dX/u,

y.=58.31791+0.795570%

2

(1.188964)(43.30193)*=0.985805R=0.985279F=1875.057

(一)圖示法檢驗

分別繪制X,Y坐標(biāo)系，x,?坐標(biāo)系散點圖

圖5.1

200

1OO

Q

□c

-1OO

-200J----------------------------,-----------------------------

10OO2000300040005000

X

圖5.2

兩個圖形中，橫軸均是X軸，縱軸是Y軸或0。從圖5.2可以看出，隨著可支配收入X的

增加，城鎮(zhèn)居民人均生活費支出丫的離散程度減小，表明隨機(jī)誤差項〃，存在異方差性，從

圖5.2也可以看出，隨著可支配收入X的增加，殘差項的離散程度減小，表明隨機(jī)誤差項存

在異方差性。

（-）斯皮爾曼等級相關(guān)系數(shù)檢驗

的等級升4的等級

Xed

序排列\(zhòng)\d2

對應(yīng)排列

1189320.668048749

219198.016779200

3195316.06616411

4195755.248441814196

5196042.3648514981

6196311.021863-39

7200328.1553411416

8210216.606095-39

92127119.50472819361

10217191.499582414196

1122480.7593161-10100

12231322.471379-39

13231477.7330622981

14233417.178347-749

15242149.607071611

162423150.98412913169

17245040.5355413-416

182515112.176527981

19265317.034826-13169

202688109.810126636

21276960.74872100

22277445.7708515-749

23283924.058810-13169

24289558.4931219-525

25307298.309012500

26354759.7952320-636

27362687.0548