计量经济学庞浩第三版第六章习题Word下载.docx
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600
400
200
残差连续为正和连续为负，表明残差项存在一阶自相关。
②该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。
对样本量为
19，一个解释变量
的模型，5%的显著水平，查
DW
统计表可知，dL=1.180，dU=1.401，模型中
DW=0.574663,<
dL,显然模型中有自相关。
③对模型进行
BG
检验，用
如上表显示，LM=TR2=7.425086，其
p
值为
0.0244，表明存在自相关。
2）对模型进行处理：
采取广义差分法
a）
为估计自相关系数
ρ。
对
et
进行滞后一期的自回归，用
EViews
分析结果如
下：
由上可知，ρ=0.657352
b）对原模型进行广义差分回归
由上图可知回归方程为：
Yt*=35.97761+0.668695Xt*
Se=（8.103546）（0.020642）
t=（4.439737）（32.39512）
R2=0.984983
F=1049.444
DW=1.830746
式中，Yt*=Yt-0.657352Yt-1,
Xt*=Xt-0.657352Xt-1
由于使用了广义差分数据，样本容量减少了
1
个，为
18
个。
查
5%显著水平的
统计表可知，dL=1.158,dU=1.391
模型中
DW=1,830746，du<
DW<
4-
dU，说明在
5%的显著水平下广义差分模型中已无自相关。
可决系数
R2，t，F
统计量也均达
到理想水平。
由差分方程，β1=35.97761/（1-0.657352）=104.9987
由此最终的消费模型为：
Yt=104.9987+0.668695Xt
（3）经济意义：
人均实际收入每增加
元，平均说来人均时间消费支出将增加
0.669262
元。
6.2
（1）
1
Y=0.265056X-1668.731
Se=（0.011719）（555.7701）
t=（22.61745）（-3.002555）
R2=0.953406
F=511.5491
DW=0.601376
DW=0.601376,查表可知
DW，0≤DW≤dL
误差项存在着自相关.
做出残差图如下：
4,000
2,000
-2,000
-4,000
30,000
25,000
20,000
15,000
10,000
5,000
86889092949698000204060810
残差的变动有系统模式，连续为正和连续为负，表明残差项存在一阶自相关。
（2）
对模型进行处理：
①
由上可知，ρ=0.700133
对原模型进行广义差分回归，用
进行分析所得结果如下：
Yt*=-490.4053+0.260988Xt*
Se=（419.9286）（0.023761）
t=（-1.167831）（10.8404）
R2=0.834081
F=120.6492
DW=1.652168
式中，Yt*=Yt-0.700133Yt-1,
Xt*=Xt-0.700133Xt-1
26
统计表可知，dL=1.302,dU=1.1.461
DW=1,652168，du<
dU，说明
在
统计量也
均达到理想水平。
由差分方程，β1=-490.4053/（1-0.700133）=-1635.4093
最终的模型为:
Y=-1635.4093+0.260988X
6.3
（1）
Y=0.784106X-2123.864
Se=（0.041276）（324.8012）
t=（18.99680）（-6.538966）
R2=0.937643
F=360.8784
DW=0.440822
经济意义：
国生产总值每增加
10
亿元，平均说来股票价值指数将增加
0.784106。
DW=0.440822,
查表可知
的上下界，0≤DW≤dL
误差项存在着自相关。
1,500
500
-500
-1,000
-1,500
8,000
6,000
82848688909294969800020406
ρ=0.768816
Yt*=-653.9415+0.857233Xt*
Se=（220.3093）（0.101264）
t=（-2.968289）（8.465330）
R2=0757030
F=71.66181
DW=0.902421
式中，Yt*=Yt-0.768816Yt-1,
Xt*=Xt-0,768816Xt-1
由差分方程，β1=-653.9415/（1-0.768816）=--2828.662
Y=-2828.662+0.8572233X
样本容量
25
个，在
5%显著水平下
上下界，dL=1.288,dU=1.454.模型中
DW=0.902421，依然存在自相关性。
6.4
1）针对对数模型，用
lnY=0,951090lnX+2.171041
se=（0.038897）（0.241025）
t=（24.45123）（9.007529）
R2=0.969199
F=597.8626
DW=1.159788
2）检验模型的自相关性
该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。
21，一个解释变
量的模型，5%的显著水平，查
统计表可知，dL=1.221，dU=1.420，模型中
DW=1.159788<
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
9.2
8.8
8.4
8.0
7.6
7.2
6.8
8082848688909294969800
（2）用广义差分法处理模型：
1）为估计自相关系数
由上可知，ρ=0.400234
2）对原模型进行广义差分回归，用
Yt*=-13.03313+6.571250Xt*
Se=（208.6891）（0.508933）
t=（-0.062452）（12.91183）
R2=0.902533
F=166.7154
DW=1.966598
式中，Yt*=Yt-0.400234
Yt-1,
Xt*=Xt-0,400234
Xt-1
4）由差分方程:
β1=-13.03313/（1-0.400234）=-21.730358
Y=-21.730358+6.57125X
20
上下界，dL=1.201,dU=1.411,模型中
DW=1.966598，dU<
4-dU,消除自相关性。
（3）对于此模型，用
模型样本容量为
20，dL=1.201,dU=1.411
DW=1.590363，dU<
4-dU，
说明在
5%的显著水平此模型中无自相关。
6.5
（1）
LOGPRICE=-8.00223-0.004297HRAIN+0.000264WRAIN+0.394039DEGREE
+0.035379TINE
结果意义：
在其他变量不变的情况下，收获季节的降雨量每增加
1，波尔多葡
萄酒的价格平均减少
0.004297.收获前一年冬季的降雨量每增加
1，波尔多葡萄
酒的价格平均增加
0.000264,种植季节的平均温度每增加
1，波尔多葡萄酒的价
格平均增加
0.394039。
酿制年份到
1989
年的年数每增加
0.035379。
（2）在
上下界，dL=1.104,dU=1.747，模型中
DW=2.262869，4-dU<
4-dL,不能判定是否有自相关性。
（3）若剔除
HRAIN
后，用
LOGPRICE=-9.936478+0.44671DEGREE+0.000955WRAIN+0.036455SER05
（4）后者更好。
因为在
上下界，dL=1.181,dU=1.65
DW=2.229941，dU<
4-dU,说明在
5%的显著水平此模型中无自相关.
统计量也均达到理想水平。
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