計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)自相關(guān)性檢驗(yàn)報(bào)告分析(doc7頁(yè))

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)自相關(guān)性檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：自相關(guān)性檢驗(yàn)工業(yè)增加值主要由全社會(huì)固定資產(chǎn)投資決定。為了考察全社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)增加值的影響，可使用如下模型：Y= ；其中， X表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，Y 表示工業(yè)增加值。下表列出了中國(guó)1998-2000 的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資X 與工業(yè)增加值Y 的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。單位：億元年份固定資產(chǎn)投資 X工業(yè)增加值 Y年份固定資產(chǎn)投資 X工業(yè)增加值 Y1980910.91996.519915594.58087.119819612048.419928080.110284.519821230.42162.3199313072.314143.819831430.12375.

2、6199417042.119359.619841832.92789199520019.324718.319852543.23448.7199622913.529082.619863120.63967199724941.132412.119873791.74585.8199828406.233387.919884753.85777.2199929854.735087.219894410.46484200032917.739570.3199045176858一、估計(jì)回歸方程OLS 法的估計(jì)結(jié)果如下：Y=668.0114+1.181861X（ 2.24039）（61.0963）R 2 =0.9949

3、36， R 2 =0.994669，SE=951.3388，D.W.=1.282353。二、進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)（1）圖示檢驗(yàn)法通過殘差與殘差滯后一期的散點(diǎn)圖可以判斷，隨機(jī)干擾項(xiàng)存在正序列相關(guān)性。（ 2）回歸檢驗(yàn)法一階回歸檢驗(yàn)et =0.356978et -1 + t二階回歸檢驗(yàn)et =0.572433et -1 0.607831et -2 + t可見：該模型存在二階序列相關(guān)。（3）杜賓 -瓦森（ D.W ）檢驗(yàn)法由 OLS 法的估計(jì)結(jié)果知： D.W.=1.282353。本例中，在 5%的顯著性水平下，解釋變量個(gè)數(shù)為 2，樣本容量為 21，查表得 d l =1.22，du =1.42,而 D.W

4、.=1.282353，位于下限與上限之間， 不能確定相關(guān)性。（4）拉格朗日乘數(shù)（LM ）檢驗(yàn)法Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic6.662380Probability0.007304Obs*R-squared9.227442Probability0.009915Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 12/26/09Time: 22:55Presample missing value lagged residuals set to

5、 zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-35.61516236.2598-0.1507460.8820X0.0055200.0154080.3582450.7246RESID(-1)0.5780690.1953062.9598070.0088RESID(-2)-0.6179980.200927-3.0757290.0069R-squared0.439402Mean dependent var1.53E-12Adjusted R-squared0.340473S.D. dependent var927.2503S.E. of re

6、gression753.0318Akaike info criterion16.25574Sum squared resid9639967.Schwarz criterion16.45469Log likelihood-166.6852F-statistic4.441587Durbin-Watson stat2.569721Prob(F-statistic)0.017675由上表可知：含二階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為：et =-35.61516+0.05520X+0.578069et-1 0.617998et -2(-0.1507)(0.3582)(2.9598)(-3.0757)R 2 =0.4

7、39402于是，LM=19 0.439402=8.348638 ，該值大于顯著性水平為5%，自由度為 2 的 2 的臨界值 20.05 2 =5.991 ，由此判斷原模型存在2 階序列相關(guān)性。三、序列相關(guān)的補(bǔ)救（1）廣義差分法估計(jì)模型由 D.W.=1.282353，得到一階自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值 =1-DW/2=0.6412則 DY=Y-0.6412*Y(-1) ， DX=X-0.6412*X(-1) ；以 DY 為因變量，DX 為解釋變量， 用 OLS 法做回歸模型， 這樣就生成了經(jīng)過廣義差分后的模型。由上表知 D.W.=1.751259，在 5%的顯著性水平下，解釋變量個(gè)數(shù)為2，樣本容量為 20，查表得 d l =1.20，d u =1.41,而 D.W.=1.751259，大于上限 du =1.41，可知模型經(jīng)過廣義差分后不存在相關(guān)性。（ 2）科克倫 -奧科特法估計(jì)模型由上表知 D.