【正文】 7Sample: 1 60Included observations: 60Weighting series: W1VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CXWeighted StatisticsRsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)Unweighted StatisticsRsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Sum squared residDurbinWatson stat用White法進(jìn)行檢驗(yàn)得如下結(jié)果：White Heteroskedasticity Test:FstatisticProbabilityObs*RsquaredProbability給定，在自由度為2下查卡方分布表，得。其估計(jì)的書寫形式為 下表是2007年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均純收入與家庭人均生活消費(fèi)支出的數(shù)據(jù) 各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均純收入與家庭人均生活消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)(單位：元)地 區(qū)家庭人均純收入家庭生活消費(fèi)支出地 區(qū)家庭人均純收入家庭生活消費(fèi)支出 北 京 湖 北3090 天 津 湖 南 河 北 廣 東 山 西 廣 西 內(nèi)蒙古 海 南 遼 寧 重 慶 吉 林 四 川 黑龍江 貴 州 上 海 云 南 江 蘇 西 藏 浙 江 陜 西 安 徽 甘 肅 福 建 青 海 江 西 寧 夏 山 東 新 疆 河 南（1）試根據(jù)上述數(shù)據(jù)建立2007年我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出對(duì)人均純收入的線性回歸模型。（3）如果存在異方差，用適當(dāng)方法加以修正。 　　　　　　　　　?。ǎǎ　　　　　　　　。?）利用White方法檢驗(yàn)異方差，則White檢驗(yàn)結(jié)果見下表：Heteroskedasticity Test: WhiteFstatisticProb. F(2,28)Obs*RsquaredProb. ChiSquare(2)Scaled explained SSProb. ChiSquare(2)由上述結(jié)果可知，該模型存在異方差。而有的省就很低，如甘肅省、貴州省、云南省和陜西省等。結(jié)果如下：書寫結(jié)果為 下表是某一地區(qū)31年中個(gè)人儲(chǔ)蓄和個(gè)人收入數(shù)據(jù)資料 個(gè)人儲(chǔ)蓄和個(gè)人收入數(shù)據(jù)(單位：元)時(shí)期儲(chǔ)蓄額（Y）收入額（X）時(shí)期儲(chǔ)蓄額（Y）收入額（X）1 2648777171578241272105921018165425604390995419140026500413110508201829276705122109792122002830061071191222201727430740612747232105295608503134992416002815094311426925225032100105881552226242032500118981673027257035250129501766328172033500137791857529190036000148191963530210036200151222211633123003820016170222880 （1）建立一元回歸函數(shù)，判斷有無(wú)異方差存在，并說(shuō)明存在異方差的原因。：（1）建立樣本回歸函數(shù)。但由于收入通常存在不同的差異，因此需要判斷模型是否存在異方差。從殘差平方對(duì)解釋變量散點(diǎn)圖可以看出（見下圖），模型很可能存在異方差。第一，對(duì)變量X取值以升序排序。由于本例的樣本容量為31，刪除1/4觀測(cè)值，約7個(gè)，余下部分分得兩個(gè)樣本區(qū)間：1—12和20—31,它們的樣本個(gè)數(shù)均是12個(gè)。第四，根據(jù)Goldfeld－Quanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為。分子分母的自由度均為10，查F分布表得臨界值為，因?yàn)?，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。（2）分別用權(quán)數(shù)，發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)求加權(quán)最小二乘估計(jì)效果最好，即 下表的數(shù)據(jù)是2007年我國(guó)建筑業(yè)總產(chǎn)值（X）和建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)總額（Y）。 各地區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值（X）和建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)總額（Y）(單位：萬(wàn)元)地 區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值x建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)總額y地 區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值x建筑業(yè)企業(yè)利潤(rùn)總額y 北 京25767692 湖 北21108043 天 津12219419 湖 南18288148 河 北16146909 廣 東29995140 山 西10607041 廣 西6127370 內(nèi)蒙古 海 南821834 遼 寧21000402 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。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。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。 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)。 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。 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)。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。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)。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。（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)。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。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)。（2）通過(guò)DW檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。模型2：dL=, dU=, DWdU, 因此無(wú)自相關(guān)。：（１）收入—消費(fèi)模型為　　　　　　（２）DW＝，取，查DW上下界，說(shuō)明誤差項(xiàng)存在正自相關(guān)。因此，在廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。 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）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。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)。(Y)與固定資產(chǎn)投資額(X)的數(shù)據(jù)。(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