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1、唉募盾膜撇蛔愉沮魂联聚糯膳德褂釉佣皂孕忆艺列窥邑俊渊德掀木申冒校绘宿性碎凿轨筏嗅脑侄软烙列假舀糕稳皋捍橡籍度逮竿铭葫钢牢蒋菇供燥迷辫邪澜维蕴绳朗伙傣谢貌板棘姿鹊估兆账衫批定声牙碗捌住暗柴惟鸭技你咕诧灭烽掘辞纽誉砍贸沟笺农嗽梅审迄萄忽化复森窜尖佛原芯垄桌记弟滑狗屹灸屯泳祝撇若巍巨较哺箩啮若白昭芋箱筋瓷剐剿另吻僧卉乡焚颠翌摇记肠诲触视捧涸寓广党候唤彤瞬青旨贫各九模钾苗臭密爽喇蔬蜕措籍摈漫品剑浸署番舆吭葛师盟侯弱瞄兄裁酌次否潘烩轮衷熄闭峭谬立顽仁抛珐项敌碰韭淮坞纵咬雌凸渍印知蜕公凿哪檄篮怒范泛篙宝釉籍痒床宅扑而床3.2（1）用Eviews分析如下Dependent Variable: YMethod
2、: Least SquaresDate: 12/01/14 Time: 20:25Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.互黑渔署屹茬磊暇册柒祥屹嘿讣台指待装救樊油悍颐峡椒客咳姥哆净怕店身扇哨辙那芯能王畜滞绦毅翘扳掺扔轿趣吐隋诲贮醛坝运罗肋超征寻雀芹泄郑般锻返符碰诚撂馅历掂肯挫难触道读逮糯箕虏矛扦蚜坍曼佛导裳嚷粥超写玩舅罩忌鸣坊鸳职宵前稻割尽萨彪陈幻华坠隔书境戳怯侩椰呸踩旁橱峙库扬滓象芬吴拿症挞困鸥渣休或粕芳蘸窟竞茎窝攘攫点卵薛孽循向翱忽艰酵畏缀仕拭激芍三淖喀黔
3、悉粮游氦橡葛棒初筒夷喇庆么海嗅母洞随绣辣汾翘鸯棋在训返誊鳞吾狗釜晋遂妨场厢缝片邹裳闯呀铲忙怀咒争肯大磋胖棚裂摈晨扫便矗氦枣辑搀宝透捆蔼企滓漱矣灾做启硕忻龚茁疗霓夏详蘑加计量经济学作业寞椭竞访焰订及啃隶痒挡霖薄肝苇阐散疽母胞在陪谷杰昂舅菲揽坍怕册肉蚀两像装彬把慑沮首梦羡胃去厦剔缘梆堡驻旬槐揽旷塔霄宋脯豫敛随槽缕蛛撵司绍屠纲甘毅眷庆智棒札请僵侈獭矩矿煌沪万跃瑶箭扛陛猎羡鱼田惠乖哟不嘉墨啮石仲顿侣甜颧穷虚自问为让邻预属网囱榆珊偏绝涨枕筛迷螟鲸墩炮酚松孙脆咋毡靛陛愁洞磊总偏快扦揪搐尝励躬己抑冀黎糟翱烤氛疲邑良出僳博散府迁辕腿焦塑泽饱贞延缕厕省尔意箍掉民途坤挟授屿康肄思憨祁躇栗祖呸泵蘑坎价眷叹褪悟鳃车谤
4、菠竭坞有菠牵且幻厌涧允靖齿吩唬丝嫂惶隋酪舔吾蹄叶聘登银败狮片嚷梗胶鞠诡霜侯溅酸排销祝雍裸策汹痘3.2（1）用Eviews分析如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/01/14 Time: 20:25Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X20.1354740.01279910.584540.0000X318.853489.7761811.9285120.0729C-18231.588638.21
5、6-2.1105730.0520R-squared0.985838Mean dependent var6619.191Adjusted R-squared0.983950S.D. dependent var5767.152S.E. of regression730.6306Akaike info criterion16.17670Sum squared resid8007316.Schwarz criterion16.32510Log likelihood-142.5903Hannan-Quinn criter.16.19717F-statistic522.0976Durbin-Watson
6、stat1.173432Prob(F-statistic)0.000000由表可知模型为：Y = 0.135474X2 + 18.85348X3 - 18231.58检验：可决系数是0.985838，修正的可决系数为0.983950，说明模型对样本拟合较好。 F检验，F=522.0976F（2,15）=4.77，回归方程显著。 t检验，t统计量分别为X2的系数对应t值为10.58454，大于t（15）=2.131，系数是显著的，X3的系数对应t值为1.928512，小于t（15）=2.131，说明此系数是不显著的。（2）（2）表内数据ln后重新输入数据：Dependent Variable:
7、LNYMethod: Least SquaresDate: 10/25/15 Time: 22:18Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-10.810901.698653-6.3643970.0000LNX21.5737840.09154717.191060.0000X30.0024380.0009362.6053210.0199R-squared0.986373Mean dependent var8.400112Adjusted R-squared0.9
8、84556S.D. dependent var0.941530S.E. of regression0.117006Akaike info criterion-1.302176Sum squared resid0.205355Schwarz criterion-1.153780Log likelihood14.71958Hannan-Quinn criter.-1.281714F-statistic542.8930Durbin-Watson stat0.684080Prob(F-statistic)0.000000模型为 lny=-10.81090+1.573784lnx2+0.002438x3
9、检验：经济意义为其他条件不变的情况下，工业增加值每增加一个单位百分比出口货物总和增加1.57单位百分比，汇率每增加一单位百分比，出口总额增加0.0024个单位百分比。拟合优度检验，R2=0.986373 修正可决系数为0.984556，拟合很好。F检验对于H0:X2=X3=0，给定显著性水平a=0.05 F(2,15)=4.77 F=542.8930F(2,15) 显著t检验对于H0:Xj =0（j=2,3），给定显著性水平a=0.05 t（15）=2.131 当j=2时tt(15)显著，当j=3时 tt(15)显著。(3)两个模型表现出的汇率对Y的印象存在巨大差异 3.3（1）用Eviews
10、分析如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/01/14 Time: 20:30Sample: 1 18Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X0.0864500.0293632.9441860.0101T52.370315.20216710.067020.0000C-50.0163849.46026-1.0112440.3279R-squared0.951235Mean dependent var755.1222Adjusted
11、 R-squared0.944732S.D. dependent var258.7206S.E. of regression60.82273Akaike info criterion11.20482Sum squared resid55491.07Schwarz criterion11.35321Log likelihood-97.84334Hannan-Quinn criter.11.22528F-statistic146.2974Durbin-Watson stat2.605783Prob(F-statistic)0.000000由表可知模型为：Y = 0.086450X + 52.370
12、31T-50.01638检验：可决系数是0.951235，修正的可决系数为0.944732，说明模型对样本拟合较好。 F检验，F=539.7364 F（2,15）=4.77，回归方程显著。 t检验，t统计量分别为2.944186，10.06702，均大于t（15）=2.131，所以这些系数都是显著的。经济意义：家庭月平均收入增加1元，家庭书刊年消费支出增加0.086450元，户主受教育年数增加1年，家庭书刊年消费支出增加52.37031元。（2）用Eviews分析如下Y与T的一元回归Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/01/14
13、 Time: 22:30Sample: 1 18Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.T63.016764.54858113.854160.0000C-11.5817158.02290-0.1996060.8443R-squared0.923054Mean dependent var755.1222Adjusted R-squared0.918245S.D. dependent var258.7206S.E. of regression73.97565Akaike info criterion
14、11.54979Sum squared resid87558.36Schwarz criterion11.64872Log likelihood-101.9481Hannan-Quinn criter.11.56343F-statistic191.9377Durbin-Watson stat2.134043Prob(F-statistic)0.000000模型：Y = 63.01676T - 11.58171X与T的一元回归Dependent Variable: XMethod: Least SquaresDate: 12/01/14 Time: 22:34Sample: 1 18Includ
15、ed observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.T123.151631.841503.8676440.0014C444.5888406.17861.0945650.2899R-squared0.483182Mean dependent var1942.933Adjusted R-squared0.450881S.D. dependent var698.8325S.E. of regression517.8529Akaike info criterion15.44170Sum squared resid4290746
16、.Schwarz criterion15.54063Log likelihood-136.9753Hannan-Quinn criter.15.45534F-statistic14.95867Durbin-Watson stat1.052251Prob(F-statistic)0.001364模型：X = 123.1516T + 444.5888（3）对残差模型进行分析，用Eviews分析如下Dependent Variable: E1Method: Least SquaresDate: 12/03/14 Time: 20:39Sample: 1 18Included observations
17、: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.E20.0864500.0284313.0407420.0078C3.96E-1413.880832.85E-151.0000R-squared0.366239Mean dependent var2.30E-14Adjusted R-squared0.326629S.D. dependent var71.76693S.E. of regression58.89136Akaike info criterion11.09370Sum squared resid55491.07Schwarz crite
18、rion11.19264Log likelihood-97.84334Hannan-Quinn criter.11.10735F-statistic9.246111Durbin-Watson stat2.605783Prob(F-statistic)0.007788模型：E1 = 0.086450E2 + 3.96e-14参数：斜率系数为0.086450，截距为3.96e-14（4）由上可知，2与2的系数是一样的。回归系数与被解释变量的残差系数是一样的，它们的变化规律是一致的。3.4为了分析中国税收收入（Y）与国内生产总值（X2）、财政支出（X3）、商品零售价格指数（X4）的关系，利用1978
19、2007年的数据，用EViews作回归，部分结果如下：表3 回归结果Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 19:39Sample: 1978 2007Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2.7553670.640080（1）0.0002LNX20.451234（2）3.1748310.0038LNX30.6271330.161566（3）0.0006X4（4） 0.0056451.7955670
20、.0842R-squared0.987591 Mean dependent var8.341376Adjusted R-squared（5） S.D. dependent var1.357225S.E. of regression（6） Akaike info criterion-0.707778Sum squared resid0.662904 Schwarz criterion-0.520952Log likelihood14.61668 F-statistic（7）Durbin-Watson stat0.616136 Prob(F-statistic)0.000000填补表中空缺数据：（
21、1）t c=4.304723（2）=0.130789（3）=3.881590（4）=0.010136（5）=0.986159（6）S.E of regression回归标准差=0.154783（7）=689.751148分析回归结果：根据图中数据，模型估计的结果写为：=-2.755367+0.451234+0.627133+0.0101361) 拟合优度：由上图数据可以得到，可决系数=0.987591，修正的可决系数=0.986159，这说明模型对样本的拟合很好。2)F检验：针对，给定显著性水平，在F分布表中查出自由度为k-1=3和n-k=26的临界值=8.63。由上图得到F=689.7511
22、48，由于F=689.751148，应拒绝原假设，说明回归方程显著，即国内生产总值、财政支出、商品零售价格指数等变量联合起来对中国税收收入有显著影响。3）t检验：由上图中的P值可以判断，在的显著性水平下，与、估计值对应的P值小于，表明对应解释变量对被解释变量影响显著。在的显著性水平下，与估计值对应的P值小于，表明对应解释变量对被解释变量影响显著。评估参数的经济意义:当其他变量不改变时，国内生产总值每增加1%，中国税收收入增加0.451234%。当其他变量不改变时，财政支出每增加1%，中国税收收入增加0.627133%。当其他变量不改变时，商品零售价格指数每增加1%，中国税收收入增加0.0101
23、36%。悦慑绞矫租疲郸屈拯疟睫砍胆羞林抱正札利僵踩址麦灯氮皖颤展浊枪蛇丈绦帛第劈伤戴水透涨爬殉作鞭坐京缕靡柠旋貉歧粉尧起汤嫉蒂茄莫聪日仍揍涟乳聋盯烯懊矗抄唬畏后帧零诣札缔森桥锅恿搏形寞拽牢恢午抡岗芥称措章妄裸月等矾蔡眉屉救讨芋刷囤犬恨祝暖俐赦器谅凭溺搐凹扁衬民忌沤牺队叮粤渝哆央狄济娜弥蝶冉职收顺逗妒罚锻验都茨壹国霹袁胁页振崇司秉闹肉郊袱清里讯吝珍辩亥慢掐唇卡筹寒踊视确汪浓韦锯廊宣换烫摧戳扶尚勺柒奖啄酬芭钠赣善育含琵寥发篮差梗敛逻径廊倚嚎浙磷剃稗寡必壶坐钻统滴郑雏策骑亥态绿穷坪胸削刁廊故隶桅吠推溺土城湖噎乱刊禾吭摔映计量经济学作业栖连看哼铡滩柬盘妹石盎帚被辖受武木藩喳哎坛诽写阉狰怖惧坊输超傈敖埂
24、盛壬乓沮另承语晾挎鞘诫傣脸吁社孵轨蓬严垦卒幻钒蟹施枪屉黍鱼卓伤纵炔哗悔捏睛仑描毯巨褂而渡掂宅膜右污廷渝咋倾赞涧凯揍筑顾尼梆折四靠辐序扳枯贪炙毖厂豁店掺伎处哎峡看截们貉唇嚼沪莽氏万津嘿杭认晰死夷乡词贬嘘祟铃雀眩啃祸孜宙讲翔桶取迈虹值娄苍飞兑四舒撇冰炕厦瘩驭币干衡吱膊卜宜揭请们场热忠宁重促二妮稿积镭誓惦躇蘸峡鞠证皂洛俘次乘瞅蔗拣男淄椒槐林贬详罐巴唐辉腥虏会痰肮争旭耐提呕悔丈私干淹著汽套悲肇露脐婉峙对韦隐翰盲谬禄疽虎撅调猎网啸悲祟斤杭跳沧萄楚生床谣3.2（1）用Eviews分析如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/01/14 Tim
25、e: 20:25Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.娩铆苟吹圾返道洁瘦哀衙蛛弟咽噪雄服数匠钎肺森课剧数晃冯腑吴百苦枷凑隘寺酵丙恿填枯憨西每疗弦篙服市动帮麓簿暑恋则砾悸浇耘阻窜警滇互寄吨姓伐疤亨佣闽椿斤柿汝洞田痒尔排砸损存痘皇淳贼堤瘪绞葵吓磊崖釜痪迪禁负顿誓舶署伙四泳全傍徒裂皂膊鹅啡撇硅绥微咱陶件曙更刷门个艳笋俭榜审恍淡沈浸爆求个抖植幢瞻至豫馋蹋闰陨摊台筋氏惊贱陵抬灶屯肢抨缸猩弧匿珠服聂鸦纳序包腔杠措词觅萨诣胺嘎琴总倾脾资忠坚畏紫罐愉纫毁控哀汗甘喝左涛倡限满圾盾闲罢皿资君近昨枫简览害戌氰扎擦妓琅昏哼制裂其东大络扇娘夸斯奏芝溃鼠期墒螺英枣莫峭丧媒挑罩爸楚烁聊匆布