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1、6.1美国19601995年36年个人实际可支配收入X和个人实际消费支出将数据录入可得View Proc Object Print Marne FremWaiJ:7SortobsXY1962169 GOOD15300D0Fl963二 176 OOCO160.00001964188.0000169.00001965200 0000180.00001966211 000。190 00001967220 GOOD1S8.0000P1968230.0000207.00001969237 000021500001970247 GOOD220.000D1971二 556 OOCO223.000019722
2、68.0000242,00001973287.0000253.00001974285.0000251.00001975 OMD257.0000M976301.0000271.00001977311 GOCO26300001979326 GOOD295.00001979335 0000302.0000Fl 980337.0000301.00001981345.0000305,00001982348 GOOD308.000019831咐 nnnnnnnn4 nn启Li ethod: Least SquaresDate: 1110/14 Time: OB 43Sample Adjusted: 195
3、1 1995Induced obsrYations; 35 after adjus-tmentsVariableCoeffi ci entStd. Error rStatisticProb.C-3.5587911 8&854S20651290046SX-0.72l594ftXt-1)0 9462150 01846351.3852600000R-squ 日 redQ.98Z655rfean 陇口已ndemva能33548Adjusted squared0987282S.D dependentvar2770381S.E. (rf regression3.0&794SAkaike info crit
4、erion5.135274Sum squared resid310.5354Schwarz criterion5.224151Loq likelihood-87.98729Hannan-Quinn criter.5 165954F-statistic2S4Q.445Dur&in-V.-ateon gtst2.052177ProbF-s1atitic)o.cooooo可得回归方程为：Y? = -3.85879什 0.948215X；Se= (1.868548) (0.018453)t= (- 2.065129) (51.38528)2R2 = 0.987656 F=2640.445 DW=2.0
5、82177通过查表可知 DW=1.2559991.195 ,故可以判断不存在自相关关系。画出et和et-1的散点图由图形可知，随机误差项之间不存在相关性。6.3北京市连续19年城镇居民家庭人均收入与人均支出的数据0 bsX3X2X114501800359.8600450 1800359.86002491.5400408.6600434.2800402.62003599.4000490 4400551.9300451,600046195700511.430058222004E 4.090056S8.060053482.00594.890047S.24006716,6000574.0600634
6、1600509.02007837.6500666.7SOO725.8700577,7700Q116&.840923 32 00B47.1100674.9400g1317.3301C67.30O902.90007315600101413.2401 147.6009910700723.5S00111767.6701455.550914.4700753.00001218B9.5701520.410B29 1400663640Q132057.3301646.050666.8100690.1700142359.88018&0.1709118500718.7700152813.1002134.650100
7、3.600761 5600163935 3902939.6001200 9108S7,040Q17558&8804134.1201445. 6201059.9101S6748.6805019.7601651.0CD115370019794&.7905729.450170TS301227 130 1）为了消除价格变动因素对城镇居民人均收入和人均支出的影响，不宜直接采用现价的人 均纯收入和现价的人均消费支出的数据，而需要采用经消费价格指数进行调整后的基期的可比价格计的人均纯收入和人居消费支出的数据作回归分析。根据表中的数据，使用普通最小二乘法估计消费模型得：Dependent Var iaNe:
8、X1 Method: LaastSquares Date: 11MW14 Fm曰 08国Sample: 1 19Included -bserostirn与二4 9VariableCoefficientStd. Error t-StafisticProbC79 9300112J99196 W63990.0000应0.5904B&0.01287753.f206S0.0000R-squared0.99+122Mt an dependenlvar700.2747Adjustec R-squared0,993776S.D. depend&ntvar246,4491S E of regression194
9、4245Akaike info criterion8.372095Sum squared resid6426.149Schwarz criterionfl. 971510Loglikelihood-82.28490Hannan-Quinn criter8.B89920F-statisMc2875.178Durbin-Watson stat0 5745SSFroD(F-staiistic)0.000000根据上图分析结果可知:X = 79.93004 + 0.690488X2Se= (12.39919)t= (6.446390)(0.012877)(53.62068)R2 = 0.994122F
10、 = 2875.178 DW = 0.574663该方程的可决系数较高，回归系数显著，对于样本容量为19、一个解释变量的模型、1%的显著性水平，查 DW统计表可得，dL = 0.928 , dU =1.132 ,模型中DW du =1.118,故可知修改后的模型中的随机误差项已不存在自相关关 系。3）对模型进行经济意义的解释：根据调整后的回归模型可得，当去除价格变动因素的影响的情况下，每增加一个单位的收入,消费支出就会增加 0.174038个单位。6.4日本工薪家庭实际消费支出与可支配收入数据（部分截图）0b3obsYX19751975? BO onon364 0 00019761970工了q
11、 on o n3rn ri nrin197797r7P2S2.0000366.0 00019 781973235.0000370.0 00019 791979293 OOOO37S oooo1BU01900W91.UUUU3/4.000D19612 94 0000371 000019 8219823 02.00003 Bl. 0 0001983198 33 04.0000B84.00001Q841943 08.0000302.0000198519B5sic.oaoo4QQ.QQQQ19061966312.DOOQ403,000019 371967314 0000411 0 00019 8198
12、 3224.00004i28 0 000ASianqi3学科 ftnnn通才为n mn n1)建立日本工薪家庭的收入 -消费函数利用普通最小二乘法进行回归，可得如下图所示:Dependent Variable: Y Method: LeaslSquaresDate: 11/10/14 Time;Sample: 1973 1994 1 neluded observatiions: 25VariableCoefficientStd Error tStatisticProb.C50.874548.2910E86 1360730.0000X0 637437012124220.00S460.00000.
13、975005Mean dependentvar298.2000Adjusted R-squared0.9740123 D dependentvar27,973208 E. of regression4.509491Akaike info criterion5.92SS64Sum squared resid46 7.71 B7Scnwarz criterion6.024374Log likehnood-72.05580Hannan-Quinn enter.5.953909F-statistic900.5073Durbin-Batson stat0.352762ProtKstatislic)o.o
14、coooo由上图回归结果可得回归方程为:Y?= 50.87454+ 0.637437 XSe= (8.291058)(0.021242)t = (6.136073)(30.00846)2R2 = 0.975095 F = 900.5078 DW = 0.352762该方程的可决系数较高，回归系数均显著。对样本为 25, 一个解释变量模型，1%显著性水 平，查 DW 统计表可得 dL= 1.055, dU= 1.211 又因为 DW = 0.352762dL = 1.055 , 故此模型的随机误差项之间存在自相关关系。由残差图可知，图形系统变动，连续为正和连续为负，故可知存在正自相关关系。残差图
15、如下：一 一 二加io 7072 M 7& 了昌 M 32 S4 SO 90* WReAidudl Actual Fitted2)自相关问题的解决广义差分法Dependent VarlablG： EMethod: Least SquaresDate: 11/10H4 Time: 10:00Sample (adjusted: 1S71 1994Included ooser du =1.199,则可知利用广义差分法调整后的回归模型中的随机误差项之间已经不存在自相关关系。3）经济意义的解释日本工薪家庭的实际可支配收入每增加一个单位，则其个人实际消费支出就会增加0.535125个单位。6.5某地区19
16、802000年的地区生产总值（Y）与固定资产投资额（X）的数据IdX y S匚Inlnwx F00000obsVX19311624 000254 OODO19821382.000187.0000 19831285.000151.000019841665.000246.000019952080 000368000019862375.000417.000019872517.000412.000019982741.000433.000019992730.000436.000019903121.000544.000019913158.00052.000019923578.00054S.OOOO1993
17、4067.000608.0000199444B3000669 000019954697.000745.000019965120.000667.000019975506.00034&.000019965085000951.000019997042.0001105.00020003755.0001180 000Range: 198。Sample:ffl Workfile:1）由题意可知，对原数据进行取对数变换。后利用OLS进行回归分析，并检验其自相关性。回归结果如下图所示：Dependent /triable： LNY Method: Least SquaresDate- 11/1&/14 Tim
18、e： 10:34Sample: 1980 2000Included observaticns: 21VariableCo&flldentStd. Errcr i-StabsticPrco.C2J6053S02428848 395630.0000LNX0.9531070.03921124 3 比 94o.ooocR-squared0.968844Mean dependent var8 039307djusteaR-squared0.967204S.D. dependent var0.565486S.E. of regression0.10240SAkaike info criterion4629
19、315Sum squared resid0,199260Schwarz crite ri on-1,529836Ug likelihood10,10790Hannan-Quinn criter.-1607725statistic530.9272Durbin-Wats on stat1.181B02Prcb(F-statisti c)0.000000由回归结果可得回归方程为:Y? =2.160588+ 0.953107XtSe= (0.242884) (0.039211)T= (8.895563) (24.30694)2_ R = 0.968844 F = 590.8272 DW = 1.181
20、802该模型回归系数显著，样本为21,解释变量为1, 5%显著性水平下，查 DW统计表可得 dL =1.221 dU = 1.420 又因为DW = 1.181802dL =1.221，故此模型中随机误差项之间存在自相关关系。2)采用广义差分法处理自相关问题D ependent Variable: EMethod： Least SquaresDate: 11/10/14 Tlmr 10:49Sample (adjusted) 19S1 200QIncluded ocservations: 20 after adjustmentsVanableCoefficient Stti. Error t-
21、Stati&tic Proti.R-squared.Adjusted squaredS.E. of r&grsssionsquared re Eid Log llikelihood DurtJin-Vi/atson statE(-1)Q,3S82Q1Q,2320471.6729390.11C70 128D69 Mean dependentvar0 0919070 128D69 SB dependentvar0 1020140 095258Akaike info criterion-1.S157420 172409Sdnwancrrterior-1 76596619,16743Hannan-Qu
22、inn criter.-1 8060241.643106 由回归结果可知回归方程为:4=0.3882010-1故自相关系数的估计值为?= 0.388201 ,对原模型进行广义差分变 换。可得广义差分方程为:LNY?0.388201LNYt_1 = 0(1-0.388201 + 做 LNXt - LNXt-1) + q对广义差分方程进行回归分析，可得：Dependent Variable: LNY-0,3BS20VLNY(-1)Method: Lemst SquareDate 11/10/14 Time: 1C:53Sample (adjustsdy 1981 2000IndudedDbserv
23、ati&ns: 20 after adjustmentsVariableCoefticientStd Errort-StatsticProbC14954370.2290046.53018&0.0000LNX-0 38820VLNX(-1)0.9091780.05951615 27627Q.0000R-squared0 928391Mean dependent war4 978274MListedR-sqjarect0.924413S D dependent var0 350132S.E. of regression0,096262Akaike info criterion-1,74038Sum
24、 squared resid0.166796Schwarz criterion-1 &492B4Log liKelihood19 48638Hannan-Quinn enter.-1.729400F-statistic233.3645Durbin-Watsofi stat1.499525ProbfF-statistic)0.000000又回归结果可得回归方程为：LNY? = 1.495437+ 0.909178LNX；又因为此时样本容量为20 ,在5%的显著性水平下，查得DW统计表，可得 du = 1.411 du =1.147 ,故此模型中随机误差项之间不存在自相关关系。在 5%显著性水平下，dL =1.201 dU = 1.411 ,又因为 DW=1.195153 dL =1.201 ,故此时此模型中随机误差项之间存在自相关关系。从残差图中可以看出，残差图形呈现规律变动，连续上升和连续下降，故可以看出此模型中 随机误差项之间存在不显著的自相关关系。可用广义差分法进行修正。修正具体过程参照以上题目的解法，此处省略。计量经济学作业 第六章课后习题姓名：李曼丽专业：统计学班级：统计一班学号： 213完成时间：2014 年 11 月 10 日