【正文】 重 慶11287118 吉 林102742 四 川21099840466176 黑龍江 貴 州 上 海25241801 云 南 江 蘇70105724 西 藏 浙 江69717052 陜 西11730972 安 徽15169772 甘 肅 福 建15441660 青 海 江 西 寧 夏 山 東32890450 新 疆 河 南21517230數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站：（1）求對(duì)的回歸，得如下估計(jì)結(jié)果用懷特檢驗(yàn)的修正方法，即建立如下回歸模型通過(guò)計(jì)算得到如下結(jié)果：注意，表中E2為殘差平方。即對(duì)該模型系數(shù)作判斷，運(yùn)用或檢驗(yàn)，可發(fā)現(xiàn)存在異方差。具體EViews操作如下：在得到的估計(jì)后，進(jìn)一步得到殘差平方，然后建立對(duì)和的線性回歸模型。再通過(guò)上述回歸對(duì)和前的系數(shù)是否為零進(jìn)行判斷，從而檢驗(yàn)原模型中是否存在異方差。在上表界面，按路徑：VIEW/COEFFIEICENT TESTS/REDUANDANT VARIABLES，得到如下窗口，并輸入變量名“YF YF^2”，即然后“OK”即得到檢驗(yàn)結(jié)果為從表中統(tǒng)計(jì)量值和統(tǒng)計(jì)量值看，拒絕原假設(shè)，表明原模型存在異方差。（2）通過(guò)對(duì)權(quán)數(shù)的試算，最后選擇權(quán)數(shù)，用加權(quán)最小二乘法得到如下估計(jì)（還原后的結(jié)果）對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)已無(wú)異方差。 下表為四川省農(nóng)村人均純收入、人均生活費(fèi)支出、商品零售價(jià)格指數(shù)1978年至2008年時(shí)間序列數(shù)據(jù)。試根據(jù)該資料建立回歸模型，并檢驗(yàn)是否存在異方差，如果存在異方差，選用適當(dāng)方法進(jìn)行修正。 1978——2008四川省農(nóng)村人均純收入、人均生活費(fèi)支出、商品零售價(jià)格指數(shù)時(shí)間農(nóng)村人均純收入X 農(nóng)村人均生活消費(fèi)支出Y商品零售價(jià)格指數(shù)時(shí)間農(nóng)村人均純收入X 農(nóng)村人均生活消費(fèi)支出Y商品零售價(jià)格指數(shù)1978100199419791021995198019961981221184199719822561998198319991984200019852001198620023471987200319882004198920051990200619912007199220081993資料來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)：（1）設(shè)表示人均生活費(fèi)支出，表示農(nóng)村人均純收入，則建立樣本回歸函數(shù) 　　　　　　　　　?。ǎǎ　　　　　　　　墓烙?jì)結(jié)果看，各項(xiàng)檢驗(yàn)指標(biāo)均顯著，但從經(jīng)濟(jì)意義看，改革開(kāi)放以來(lái)，四川省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化，農(nóng)村家庭純收入的差距也有所拉大，使得農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的差距也有所加大，在這種情況下，盡管是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，也有可能存在異方差問(wèn)題。而且從殘差平方對(duì)解釋變量的散點(diǎn)圖可以看出，模型很可能存在異方差（見(jiàn)下圖）。 進(jìn)一步作利用ARCH方法檢驗(yàn)異方差，得ARCH檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)下表）（2）運(yùn)用加權(quán)最小二乘法，選權(quán)數(shù)為，得如下結(jié)果　　　 （）（）　　 經(jīng)檢驗(yàn)，時(shí)模型的異方差問(wèn)題有了明顯的改進(jìn)。 ，如果考慮物價(jià)因素，則對(duì)異方差性的修正應(yīng)該怎樣進(jìn)行？：剔除物價(jià)上漲因素后的回歸結(jié)果如下其中，代表實(shí)際消費(fèi)支出，代表實(shí)際可支配收入。用ARCH方法來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睿?，接收原假設(shè)，模型不存在異方差。表明剔除物價(jià)上漲因素之后，異方差的問(wèn)題有所改善。第六章 下表給出了美國(guó)19601995年36年間個(gè)人實(shí)際可支配收入X和個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出Y的數(shù)據(jù)。 美國(guó)個(gè)人實(shí)際可支配收入和個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出 (單位：百億美元)年份個(gè)人實(shí)際可支配收入X個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出Y年份個(gè)人實(shí)際可支配收入X個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出Y196019611962196319641965196619671968196919701971197219731974197519761977157162169176188200211220230237247256268287285290301311143146153160169180190196207215220228242253251257271283197819791980198119821983198419851986198719881989199019911992199319941995326335337345348358384396409415432440448449461467478493295302301305308324341357371382397406413411422434447458注：資料來(lái)源于Economic Report of the President，數(shù)據(jù)為1992年價(jià)格。要求：（1）用普通最小二乘法估計(jì)收入—消費(fèi)模型； （2）檢驗(yàn)收入—消費(fèi)模型的自相關(guān)狀況（5%顯著水平）； （3）用適當(dāng)?shù)姆椒ㄏＰ椭写嬖诘膯?wèn)題。:（１）收入—消費(fèi)模型為　　　　　　 Se = () () t = () ()R2 = ，F(xiàn) = ，d f = 34，DW = （２）對(duì)樣本量為3一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=，dU= ，模型中DWdL，顯然消費(fèi)模型中有自相關(guān)。（３）采用廣義差分法et= et1 （）t = （） （）R2 = F = d f = 33 DW = 查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL = ，dU = ，模型中DW = dU，說(shuō)明廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。同時(shí)，可決系數(shù)Rt、F統(tǒng)計(jì)量均達(dá)到理想水平。最終的消費(fèi)模型為Y t = + X t 在研究生產(chǎn)中勞動(dòng)所占份額的問(wèn)題時(shí)，古扎拉蒂采用如下模型模型1 模型2 其中，Y為勞動(dòng)投入，t為時(shí)間。據(jù)19491964年數(shù)據(jù)，對(duì)初級(jí)金屬工業(yè)得到如下結(jié)果：模型1 t = （）R2 = DW = 模型2 t = （）() R2 = DW = 其中，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量。問(wèn)：（1）模型1和模型2中是否有自相關(guān)； （2）如何判定自相關(guān)的存在？ （3）怎樣區(qū)分虛假自相關(guān)和真正的自相關(guān)。 :（1）模型1中有自相關(guān)，模型2中無(wú)自相關(guān)。（2）通過(guò)DW檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。模型1：dL=, dU=, DWdL, 因此有自相關(guān)。模型2：dL=, dU=, DWdU, 因此無(wú)自相關(guān)。（3）如果通過(guò)改變模型的設(shè)定可以消除自相關(guān)現(xiàn)象，則為虛假自相關(guān)，否則為真正自相關(guān)。 北京市19年來(lái)城鎮(zhèn)居民家庭收入與支出數(shù)據(jù)表（單位：元）年份順序人均收入(元)人均生活消費(fèi)支出(元)商品零售物價(jià)指數(shù)(%)人均實(shí)際收入(元)人均實(shí)際消費(fèi)支出(元)12345678910111213141516171819 要求：（1）建立居民收入—消費(fèi)函數(shù)； （2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭写嬖诘膯?wèn)題，并采取適當(dāng)?shù)难a(bǔ)救措施預(yù)以處理； （3）對(duì)模型結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋。：（１）收入—消費(fèi)模型為　　　　　?。ǎ玻〥W＝，取，查DW上下界，說(shuō)明誤差項(xiàng)存在正自相關(guān)。（３）采用廣義差分法使用普通最小二乘法估計(jì)的估計(jì)值，得 DW=，已知。因此，在廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。據(jù)，可得： 因此，原回歸模型應(yīng)為 其經(jīng)濟(jì)意義為:北京市人均實(shí)際收入增加1元時(shí)。 下表給出了日本工薪家庭實(shí)際消費(fèi)支出與可支配收入數(shù)據(jù) 日本工薪家庭實(shí)際消費(fèi)支出與實(shí)際可支配收入 單位：1000日元年份個(gè)人實(shí)際可支配收入X個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出Y年份個(gè)人實(shí)際可支配收入X個(gè)人實(shí)際消費(fèi)支出Y1970197119721973197419751976197719781979198019811982239248258272268280279282285293291294302300311329351354364360366370378374371381198319841985198619871988198919901991199219931994304308310312314324326332334336334330384392400403411428434441449451449449注：資料來(lái)源于日本銀行《經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年報(bào)》數(shù)據(jù)為1990年價(jià)格。要求：（1）建立日本工薪家庭的收入—消費(fèi)函數(shù)； （2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭写嬖诘膯?wèn)題，并采取適當(dāng)?shù)难a(bǔ)救措施預(yù)以處理； （3）對(duì)模型結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋。要求：（1）檢測(cè)進(jìn)口需求模型的自相關(guān)性； （2）采用科克倫－奧克特迭代法處理模型中的自相關(guān)問(wèn)題。:（１）收入—消費(fèi)模型為　　　　　　 t = () ()R2 = DW = （２）對(duì)樣本量為2一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=，dU= ，模型中DWdL，顯然消費(fèi)模型中有自相關(guān)。采用廣義差分法et= et1 t = （） （）R2 = DW = 查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL = ，dU = ，模型中DW = dU，說(shuō)明廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。最終的消費(fèi)模型為Y t = + X t （3），即收入每增加1元。(Y)與固定資產(chǎn)投資額(X)的數(shù)據(jù)。 地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)與固定資產(chǎn)投資額(X) 單位：億元年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定資產(chǎn)投資額(X)年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定資產(chǎn)投資額(X)198019811982198319841985198619871988198914021624138212851665208023752517274127302162541871512463684174124384361990 19911992199319941995199619971998199920003124315835784067448348975120550660887042875654452354866869974566784595111851180要求：（1）使用對(duì)數(shù)線性模型　　進(jìn)行回歸，并檢驗(yàn)回歸模型的自相關(guān)性； （2）采用廣義差分法處理模型中的自相關(guān)問(wèn)題。(3) 令（固定資產(chǎn)投資指數(shù)），（地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)指數(shù)），使用模型　，該模型中是否有自相關(guān)？：（１）對(duì)數(shù)模型為　　　　　　ln(Y)=+(X) t = () ()R2 = DW = 樣本量n=21，一個(gè)解釋變量的模型，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=，dU= ，模型中DWdL，顯然模型中有自相關(guān)。（2）采用廣義差分