异方差试验报告讲解

1、计量经济学上机实验报告四题目：异方差实验日期和时间：班级：学号：姓名：实验室：实验环境：Win dows XP ; EViews 3.1实验目的：掌握异方差检验及修正方法，熟悉EViews软件的相关应用实验内容：利用实例数据和 EViews软件，米用有关方法对建立的回归模型进行异方差的检验及处理。 第五章习题5.3实验步骤：一、建立工作文件1菜单方式2命令方式：CREATE A 起始期 终止期二、输入数据二、检验异方差性图示法排序 sort X相关图：SCAT变量名1 变量名2Ls y c x残差图：方程窗口点击 RESID按钮2戈德菲尔德匡特检验 (C=n/4) 排序：sort X 取样本1

2、命令：Smpl 1(n-n /4)/2 估计样本1 : Ls y c x得到残差平方和RSS1即e2 取样本1命令：Smpl(n+n /4)/2n 估计样本 2: Ls y c x得到残差平方和RSS2即 计算：F = RSS2/ RSS1若给定a, FF (n c)/2 k,(n c)/2 k)，表明存在异方差3.怀特检验步骤：取样:Smpl 1 n估计回归模型（或非线性回归模型）计算残差序列:Ls y c x怀特检验：在方程窗口中依次点击View'Residual Test'White Heteroskedastcity得到nR2，给定a,若nR2>（q），表明模型存

3、在异方差性4. 帕克（Park）检验帕克检验的模型形式2eiixi eIn e2 In In x i命令：估计回归模型得到残差:ls y c x 生成残差平方序列:genr E2=RESIDA2 估计帕克检验模型Is log(e2) c log(x)给定a,若F>F （k-1, n-k）或F统计值的伴随概率 p小于给定a,表明模型存在异方差性5. 戈里瑟（Gleiser）检验戈里瑟检验的模型hXi ie命令：估计回归模型得到残差:1,2, 12,ls yc x或非线性模型估计生成残差绝对数序列:genrE1=abs(RESID)估计帕克检验模型：当h=1时lse1当h=2时lse1xA2

4、当h=1/2时lse1xA(1/2)或 ls e1 c sqr(x)等等给定a,若F> F （k-1, n-k）或F统计值的伴随概率p小于给定a,表明模型存在异方差性四、利用加权最小二乘法估计回归模型命令：估计回归模型（或非线性回归模型）得到残差ls y c x根据帕克检验结果，生成权数1序列：genr2序列：genrw1=1/xA根据戈里瑟检验结果，生成权数w2=1/xAh生成权数 3 序列：genr w3=1/abs(RESID)生成权数4序列：genr w4=1/RESIDA2加权最小二乘法估计回归模型Ls(w=w1)Ls(w=w2)Ls(w=w3)Ls(w=w4) y c x 再

5、运用怀特检验对加权最小二乘法估计回归模型进行异方差检验 试验结果：写作例题1、图示法由相关图和残差图可知模型存在递增型异方差性2、戈德菲尔德-匡特检验结果fe2 /el = 63769.67/2 579.59 = 24.72给定0.05, F=24.72 FF°.05(102,102）3.44，表明模型存在递增型异方差3、怀特检验nR26.27042 2(2)0.055.99，表明模型存在异方差4、帕克（Park）检验l n e 25 .55491 .6743l n x iR 2 =0.4655 F=22.64 P=0.0001P值远小于0.05，上述方程表明利润函数存在异方差5、戈

6、里瑟(Gleiser )检验(1) |e J 12 .23940 .0153 xiR 2 =0.2982 F=11.05 P=0.003(2) bi I 15 .67681 .3862R 2 =0.3279 F=12.68 P=0.001(3) |e J 27 .05482 .74106 x 2R 2 =0.2177 F=7.24 P=0.012P值远小于0.05，上述方程表明利润函数存在异方差，且模型(2)最优6、加权最小二乘估计结果 (W=W1) ? 5.9220 0.1086x(3.8823)(0.0099)(注：括号内数据为系数标准差)R2=0.8483nf=4.92p=0.085 (

7、注: nr2和p为加权最小二乘估计模型的怀特检验结果) (W=W2)? 8.6493 0.1062x(11.1877) (0.0077)2R2=0.6115 (W=W3)氏=0.9754(W=W4)2nr2=3.16p=0.2064.16890.1094x(3.7798)2nr =6.64? 5.1689(0.0035)p=0.0360.1114x(1.6603) (0.0021)t= (3.11) (54.16)p=0.2132 2R =0.9969 nr =3.10其中，每个方程下面第一组括号里的数字为系数的标准误差。利用WLSf古计出每个模型之后，还需要利用White检验再次判断模型是否

8、存在着异方差性，上述模型中的nr2和p值就是 White检验的输出结果。通过估计结果可以看出，模型的nr2均大于临界值22 (2)5.99，模型的nr2均大于临界值0.05'/2205 (4 5.99，表明应用加权最小二乘法估计后模型仍未消除异方差，模型已消除异方差性,再比较模型的拟合优度於，可以看出模型最高达到0.9969，故模型是比较理想的模型。将模型与OLS的估计结果进行比较可以发现，在异方差性的影响下，OLS估计过高地估计了系数的标准误差，而且系数估计值的偏差也比较大：截距项 a估计的偏高，斜率系数 b又估计的偏低。使用 WLS估计之后, 不仅合理地确定了系数的估计误差，而且截

9、距项a的t检验值也由0.62上升到3.11，由不显著变成显著的。将利润函数的斜率合理地向上做了调整。从而反映了大多数样本点的变化趋势。3.8表1中列出了 1995年北京市规模最大的20家百货零售商店的商品销售收入 X和销售利润丫的 统计资料。表格1商店名称销售收人销售利润百货大楼160.02.8城乡贸易中心151.88.9西单商场108.14.1蓝岛大厦102.82.8燕莎友谊商场89. 38.4东安商场68.74. 3双安商场66.84.0赛特购物中心56.24.5西单购物中心55.73. 1复兴商业城53.02.3贵友大厦49.34.1金伦商场43.02.0隆福大厦42.91.3友谊商业集

10、团37. 61.8天桥百货商场29.01.8百盛轻工公司27.41.4菜市口百货商场26.22.0地安门商场22.40.9新街口百货商场22.21.0星座商厦20.70.5(1) 根据丫，X的相关图分析异方差性；(2) 利用Goldfeld-Quandt检验，White检验，Park检验和Gleiser检验进行异方差性检验;(3) 利用WLS方法估计利润函数.答：(1) 由相关图初步判断模型存在递增型异方差Sort xScat x y(2) Goldfeld-Quandt 检验中间剔除的数据个数C=20/4=5则样本1和样本2的样本数为(20-5)/2=7操作步骤：Sort xSmpl 1 7

11、Ls y c x2得到e1i =RSS1=0.858264Smpl 14 20Ls y c x厂匕&l_*DiP D L| ci D C 旨1*玄 jr. 0 bl b 二 V i|V1 r? t iH rl |L=r» 备 CTfLimirub Onte: 1 口旳口日兀昨TIED： 1 2:40rS-Rsm p I r* 1 科 20ll |h-C II Q T A Tlb LS<H t i E»!II: j-?X/oiriia IL> i a匚 0 a*nn 匚 & <a ih t- St atlt be斗.口 m 二 Z3 3 1

12、ci OQS" 10 Ii iCJ NBV匚idl口-W曰斗1 6 产 D 1 t-biF<- 口 口 u b 尸 ri.Adj «jd 口 一DCl KJ mD«d日E o=f t寻cn审戸仔bib厂 S-tjr-B-i scfUtaFiacl r a a ii d lO Q| I IK Mil ktaCvC AlEZhi_ii- Io I ii- X/Vat q n> =! atQ OlCii 13S -O. 12 zei io im曰.口日m口口-1 S BE 1 N 日Z2 .曰'll EG 丁 1甘 L尸 n (j LrTt vrsr

13、S . D . izId0曰 m 匸1 Dr*电 pw電 严U百 EiXis iiri'fo eri t e ionS C: |-| 'v a r=： I'll Al- i =- 河-fit 口i l>at *口L pg 曰尸一 a I At I sitl uj昌厂斗左曰旨了 2.500 3 吁 1 O' 3L? 1 & S . 曰孑丁日_3O OHSO1尹 . 了曰 n 三,2得到e2i =RSS2=38.08500Smpl 1 20Genr f=38.08500/0.858264得到：F=38.08500/0.858264=44.3745 ，大

14、于 F°.05(7 1 1,7 1 1)=5.05，表明模型存在递增型异方差。I14 Qla,J »d t."3 I iKX II vp tEj|r 口 m <qL4g ：k： E3 驻.4聆 ML b Fi-4awpVle-»M I Ftoc I Oibie-ct. I Pr -r-it I rMLar»-»e- I Fp vun & | IE s t Innate- I 尸0«07 4氓 I St+a ts- I Fs.&ld-s- I'LJ as p <3 iri nt0> c

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16、atVC 7 I yo u .> Zu ;書亍 :?#£ 33亠 T 2ii戸已,口m已a?nt wr S. O 曰 口 口 nT unt"Skiri fo uil PFio'nS-c kwa kz crltarl onF" 口e is MqFrolLBriF- At atlstic7 3e=s t: id F R 置玄2 dqrlmc 日 .oTgh *lMFLs:!IWhite检验 操作步骤Smpl 1 20LS Y C X 方程窗口下拉White Heteroskedasticity Testlia LfelaC o am c： ha nitS

17、t ci E ri ar1-Stat 1st he：Froifci-*. OSI333 1 11 匸iy«F *U' 1i i曰曰了 匚R 口=口斗巧1 . n mmvm* Q口 ZSS-4- 'I 口孑目 C-1 塞dT-J * 宴 匸-P g,-i.-s | o3-c nB» twi reil f p| 戸res匸 | CD j m-<= trtnb | r-J im | 厂！-=E壺 il mlt | L bi匸三R5iiidl |F；- w t-at I<O1 I C-14 1 去(57CT . OhO 曰O ri-i 90 3TdUt

18、W q I_IiQ1N 0厂：O> p->of5!«J q r'lt 'vp«a i w*t_i . 戶三曰 卜*1 D"l Ll P 匸1 ； ID 0 Dp 曰呵 UlBiThDO: 1 2Z21 /I O Tim® :. 10：S S- S lr"r-! I *=r 1 i 二口4 rh e： l)s_i >1 ia <J <匕豆口 fwnI I 口 rv冃U口XaiFP sb I eU dd*d I Lfrt戶 |rp b .i_i .i=koi mn HZ»jO3«4&

19、lt;E9 J DDDdN&BZ3 . NG曰弓斗产O . QE51 BO . CPOO&SO!Rj 手r| ij e r&cdAdJiUlfiilZfi Ql m-Oar Afiim. 巨. of ru i ra- -s Sa I o n Ou mi 已日 lj讯 KocI i e Chl«J 1_口 口 11 ilk 11 H c? cn «dO U rfci i- in-Wei IO r* 口电OiHWOEi 曰 3O.三H!E N日 .口才三口 = OO 口匚 -&-1 S-dlCiS=2L2 I '&I3 1 3Zl

20、D*ri rd « p es ft cd int weiN 口 cd a r-»cd e m vat XXB«. a 1 !< q i ttiTa u i"lt a b i =i 口V |r六CF归 C f 4t 9尸-wl wl I e=-t i cfciCF- zst a tiel i«c)2.70020 O 曰 rw v 日=!<= MnF=u Ci rw旦峠二 B. 1 了二*Sd o 匸 ici 口nR2=8.4136672(p) 鳥 5.99 ,其prob(nR2)伴随概率为0.014893,小于给定的显著性水平=0.0

21、5，拒绝原假设，认为回归模型存在异方差。Park方法:操作步骤Ls y c xGenr e2= residA2Ls Iog(e2) c log(x) Ln ef=-7.6928+1.83936L nxtR2 =0.365421，F=10.36527, prob (F)=0.004754Gleises方法:操作步骤Ls y c xGenr e仁abs(resid)Ls el c xLs el c xA(1/2)Ls el c xA2IL* 1- *£ >11鼻匸«w 匸BLTirqy T他匸 H 直ess廿亠戸| Prcc QlbdliBU匕 |iMorww&

22、|EgthmBat*-! 冃口houowtHPiwQdhr NEZ> >a p a- i-i cl a R-it a ir i a I w: E 1hzlui ln> O GJ IA d£at S £| LJ iJ R U !fiD At a 1 i zi -/os T|img： o ： isS-b mpl w: i 20lniz=iQt>"=LrE*tJcsnB：20厂ii E E lO 日 d fTi 石fTtS*t H D E r rw rt i i*<c戸日自CX-O.C3®21 6口0.3i40ZQ-O. T O2

23、5SSQ. 口口4曰7吕4.2S12SO0.01 3j30.000-5F?- C|Ldl =!-= Cdi_i q t » di H - fit 口 iui a>r ei cJ 三 N or r & A rf! S 4_l nrT Si hl|LJi 口 F G CJ ra =n J Zt3>u irlkzih冲-V/Vuta口卜 al. ato.so i mm1.47437口曰鼻|<OTW 1I 3.-1弓曰占 NN.SS 口 7"3 3- -1 2DS9E卜曲4总 卜 all = IP A-A-Ia 1|1S- &. cJoiparfJ

24、ariL war* =xi< a IB& I nTi=i c r-|-| a rl q-nSc：= C: 1 il"t a Kb Ci FlR-P=it Ail 1 at l<G i=Uglti lL-a a! d st IH _ 1 5z?eo 呷-F 争吕工1 H. SB5013&4 百 1 a. i SBfiK a_iodD47iia et =-0.03529+0.01992xtR2 =0.5022，F=18.15856, prob(F)=0.000047D r?|z» e*»ri d;?»n i# b Hr? E 12

25、t t li! 4i rl | Lr =!qi« j n r 0 9O al a : -1 3/2 1 X 1 O干il mcr I 1 :曰曰十1户|也；1 NOI 匸 ICr a_d d IZi a U十 I 1Z1 FP Q Z2 口et =-1.25044+0.32F-' b .O . 口 0豆 0 o onoigF<-疤曰li旦r m ci djLJ 仃丘_ bq_l 弼厂D 匚>日.亡=d" rp曰 bi © nS lj rn 0qi_i：=iDT r i d IQ p I r k 11 ti O Q <JO t it t=i

26、 Ari- ail: s >iz( st a t.Um Toqzm 口车！lh wdeln,Z4S42 :5B34口 snisr»N-D* l£rd 口 ETC 2:1 自 l>l_l LJ ;肯口 122 c653 XtR 2 =0.473046，F=16.15859，prob(F)=0.000804“i¥ t Tt-a-a-w "y f* «=于匚鼻日口 Dm 已 d rrtriwbil r?: E 1IX/1 h-o ezInst Sc|unr iO>Ed：Aed： 1 3:99e a mpi e:1 n 口Ii-bc=

27、l i_ida-cl口grvat乞： 二口匸 q mm匸 kA t itt- StaluXTO.23BS2二尸n.OL 口 SSI o nrnis.I1Ts II I ml 曰-1.B孟 Q mWa Err-二二丄- -fr.4 :6: ” NIC et =0.580535+0.000113右R2 =0.498972,F=17.92617, prob(F)=0.000499上述四个辅助回归模型，F统计量的伴随概率即prob(F)均小于给定的显著性水平=0.05,拒绝原假设，均认为回归模型存在异方差。 加权最小二乘法 WLS建立的样本回归模型：权数选择根据 Park检验，得到：Ln(e：)=-7

28、.6928+1.83936Ln(xj，取权数变量W仁 1/xA1.83936而Gleises检验中，统计检验最为显著(即R2最大)的是et =-0.03529+0.01992( t，故选择权数变量为 W2=1/X此外，选择一般形式作为权数变量W3=1/ abs(resid)W4=1/ residA2操作步骤Ls y c xGe nr W仁 1八1.83936Ge nr W2=1/XGe nr W3=1/ abs(resid)Genr W4=1/ residA2Ls(w=w1) y c xLs(w=w2) y c xLs(w=w3) y c xLs(w=w4) y c x得到以下结果：权数为 W

29、仁1处1.83936的加权最小二乘法估计模型lml f -=ir口pjF.&n也吕nti-i»iiIh=- yrvle! Ki»=i izl: !_曰 wt Sq iui5*ir&«OSE-d 1! HQ 1 / I O T*f no： 1 2. HA1 20Icd < Ih: m u rvll. i 口im 2 ” 5OWpsiij Hi i n y e o ri os W1O O esIHiiD ontSt cJ. Em OF t-St atiPfi=lb.口-CS4.S口-COCIOFS- d q !_ a日UUta 已I F- U E

30、t£=l S E Of 厂曰Qi丁曰目J心厂 3u i->i w ci um re- cl » e &Iie1 LC«0 nKr-H-kioo- IO lj rlz» ii n-"Wb« IL c; c? ni wi口i占孑mum七 Oi .W 斗斗£ Ore309l73 八1曰曰N曰曰 i e i 16-331 曰日曰7曰曰aa n cJ a|p> a rhcJ arrt r Q. C> sJ 巨户住 HkcJ a k1! vav a«ko irfTo rit e riQ>n Sc

31、 hiM/sr c rlt e f l<o i-ti 尸 *31 nlnziilcFf-q bf F"- iQ：t m ti't 匸了1了23卑4丘口 匚i.Pdiili空与 2,01 1 532 2.1 1 1 HOiS 3Z N1 O.OOCOOlAcLj osiite d R-u 忌亍曰cd吕.三.o r re* i- e- e & I o n OUrtikri-Wal '3On=OjDSOS.21-O 1 曰曰rvli a a n>aS. O «dl 曰(p 曰 n-«d e n t v a 0 rn s C4 u -a

32、i r e? cl i >e 县 I cla lacooci MNSsssie 吕 HO I 占曰曰o-OL曰N吕曰曰NO.O IC'6OSA/ e i jg K It & d S i al i = t s加权最小二乘法估计模型再检验：White检验Wl-fc il » h-j a-1 u-a o s he u «J sI >1 c± >i tn.r.1 1 <W h :i-i-W- Ql 日* I fitl O <Zz*fei- i=| i_| m m arl1 Fob! -alfellll v F r a ha l

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35、02Xt(0.318225)( 0.011649)t= (-1.967106)(6.10016)R2 =0.573245,F=37.21195, nR2 =2.080123, prob(nR2 )=0.353433权数为W2=1/X的加权最小二乘法估计模型 P i-1= bi 电 a* 弓J£ k w 童鼻 b- 4h h * yt* n -I «w| 戶 FQV | EZ3!j*cilr | 口* lh4 w | 尸| C -nzlzkn-, *t=» | P atct | -l=* h c | Ke-*-cJ cd-K. |iZDifA p >a f-f

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38、iJLe lida | Pf i-i- QtnyW/h-it e I I I r?mIc亡wl首匚利 ¥ 口 mtF- si 691 >1 mt ic1 .-121369F1 p o b ab 11 ityO/L!S79?OOhs- s q udN.曰TUI斗砂；r尸 iq hII ityO. 23002Tost尸員I LI 电i旦鬥；D'ependefitSTDRESIDirvli=itf ioiJ lLi=i«fcE!l S c( u s re & 口 flrtD： -lmUT/HiGI Time F斗S =i im p l oz t 20I ii

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40、a p e-m Hent v® r Ak a>i k e = orttriajr* Sehwir ejFiilIon 1- oii c尸 re tiiuP 匚匸 J77B4U hUL-I?- Ft 9SM 3A Sa 7曰曰：主 a 口弓T:c2貝1=：之1>1曰CoemSt d . != r ro rt-St st 1 el lolroti.CO 14丁1曰曰匚r am曰亦mO 左1135QO 335 1XD.O1 02 .QOSBB0.51 UUfeSS0.61 OSXV- SOE-O-B Eiriigi i 7-O 1 zzeoili旳自于(W2=1/X )Y?=-

41、0.15731 + 0.0559 Xt(0.359022) (0.009619)t= (-0.438159) (5.807771)R2 =0.010553,F=33.73020, nR2 =2.870447, prob(nR2)=0.238062 权数为 W3=1/ abs(resid)的加权最小二乘法估计模型加权最小二乘法估计模型再检验：White检验Y? =0.70766+0.03879焉(W3=1/ abs(resid)(0.208266) (0.005388)t= (3.397867) (7.200169)R2 =0.945796,F=51.84244, nR2 =1.100097,

42、prob(nR2)=0.576922 权数为W4=1/ residA2的加权最小二乘法估计模型加权最小二乘法估计模型再检验：White检验Y?= 0.5919 + 0.04294 xt(W4=1/ residA2 )(0.1284) (0.0041)t= (4.6114)(10.4906)R2 =0.9950,F=110.0518, nR2 =1.8215, prob(nR2 )=0.4022上述四个经加权最小二乘法估计的回归模型中， nR2统计量的伴随概率即prob(nR2)均大于给 定的显著性水平 =0.05,接受原假设，认为调整后回归模型均不存在异方差，而又由于模型 的拟合优度为四个模型

43、中最高的，其 R2=0.9950,故最终选定模型为理想模型，即Y?= 0.5919 + 0.04294 xt(W4=1/ residA2)(0.1284)( 0.0041)t= (4.6114) (10.4906)R2 =0.9950,F=110.0518, nR2 =1.8215, prob(nR2)=0.4022这说明，当销售收入X每增加一万元，销售利润增加0.04294万元。3.10表2中的数据是美国98年工业部门研究与开发指出费用丫和销售S,销售利润P的统计资料。试根据表中数据：分别利用线性模型和双队数模型建立研发费用模型，比较模型的统计检验结果和异方差性 的变化情况；检验模型的异方差

44、性；对于双对数模型，分别取权数变量为w仁1/P, W2= 1/RESIDA2，利用WLS方法重新估计 模型，分析模型中异方差性的校正情况。R&D费用 销售额62.56375.3表格2部门容器与包装185.1利润非银行业金融92.911626.41569.5服务行业178.314655.1276.8金属与采矿258.421869.22828.1住房与建筑494.726408.3225.9一般制造业108332405.63751.9休闲娱乐1620.635107.72884.1纸张与林木产品421.740295.44645.7食品509.270761.65036.4卫生保健6620.180

45、552.813869.9宇航3918.6952944487.8消费者用品1595.3101314.110278.9电器与电子产品6107.5116141.38787.3化工产品4454.1122315.716438.8五金3163.8141649.99761.4办公设备与计算机13210.7175025.819774.5燃料1703.8230614.522626.6汽车9528.229354318415.4参考答案答：(1)利用线性模型和双队数模型建立研发费用模型线性回归模型Y? =-13.9558 + 0.0126S t + 0.2398P t(991.9936)( 0.017997)(0.

46、198592)t= (-0.014068) (0.697818) (1.207726)2R =0.524537， F=8.274108, prob(F)= 0.003788线性回归模型经济意义合理，F统计量的伴随概率为0.003788,小于给定的显著性水平 =0.05,拒绝原假设，认为回归模型整体线性关系显著，即销售 S和销售利润P等联合起来对研究与开发 支出费用丫有显著影响，但销售S和销售利润P回归系数的T统计量绝对值均小于2,表明销售 S和销售利润P分别对研究与开发支出费用丫无显著影响。双对数回归模型为Ln Y? =-7.03681 + 1.24530 LnSt + 0.06187 Ln

47、Pt(2.346589)(0.365220) (0.258580)t= (-2.998741)(3.409731)(0.239280)R2 =0.795433,F=29.16287, prob(F)= 0.000007双对数回归模型经济意义尚合理；双对数回归模型判定系数R2为0.795433，大于线性回归模型判定系数R2的0.524537，说明双对数回归模型对样本拟合较线性回归模型好。F统计量的伴随概率为0.000007，小于给定的显著性水平=0.05，拒绝原假设，认为回归模型整体线性关系显著，即销售S和销售利润P等联合起来对研究与开发支出费用丫有显著影响；销售S回归系数的T统计量绝对值大于2

48、,表明销售S对研究与开发支出费用丫有显著影响，但销售利润P回归系数的T统计 量绝对值均小于2,表明销售利润P对研究与开发支出费用丫无显著影响（2）检验模型的异方差性线性回归模型的 White检验White检验（无交叉乘积项）:7"卜i H d I一 Dtnf d = HdTn uF i u itm T& ® t:F- - d i t i & t i c：1 & ssessFrob-bulilvO 000050亡*!_- c： cq U -a FdcJ1 iE-F.067 1 h戶口 Li -abkilityU.ULJ4凸曰 4Q |j_ji 芒 *

49、戸 i-uiu | 4Znl=3>|u 匕 IPrlmt PdTs fi t =iiQ n ;CZ" A|p a |-| Cl a b-'atrl a kJ I ta: F3 E S I CD-3llvl Q Eliod llij-aU *1 O C|Li V -Q a oat 0 i 3X3 1 z-i a Tit-r-i a : i m1 - 亡I LJ 口! J 心 ad 尸刊 IlI B r-ai-1S,. ciT ii-a-fc a a a)ii=vi-iSMfCi EQ|Li日 FQ 口 w Q 4 dl H_o 3 HA all bOQ (JO-iJr B

50、ill fi O Hi 匚口Io .曰耳曰占口m 口 . 7"BE3 & 曰cmmee.-fl 丁NISF=Ti 冋-3 03 . EZBSJfl-2. =9 口咼 39 圍hla-afr-i cl a |zi a ：n ci a «-it wf 曰 口 d Apa n cji&ritq I li： n I fiTca u Fl t a I 口 tn B s n wars u rlt 旦rl-sti F-st atlst beF=*F已也 CiF- &i Al I fitl £eJ曰-1 mhiszam. T 30405Z < 393

51、493-4曰曰1I 5曰二曰曰工 口. oociOGaII 和匸 li_| Cl Q ! no th a a |-V41 p dt-! q :1 曰V«riiiM U 1 lG ci 日 fTi g in tSt 已” lE rrig r1 - St r <t it i g尸 rc3friC maT-si0 21O申自;2NS3吕0 AW吕二i ii i e i i 8.2850515O ” 二尹曰吃-O OOC?90S0.000-303- *?O4, JJCi i J HOC.F='-123B-oma-3 OSe=3B2Cl OOGiOpyO1 2J. aiBoeO-

52、IJOCWhite检验(有交叉乘积项):Wh !HIDfD 口尢*d M ¥ Turstll=- st a-l J aft |£j D It * 口 口 h g f a 已iI S . -4 I 曰mm r| 'I-i 'I I I 1 Bl 11口. 口ro口 n nnrFiFiI taiLvlaC=csofTI d a t i fi1- E=t a-t i al I匸F=* I o Izi .口&日口 IW弓冃口曰UlLD 兀n 3C2MII 琴口口r.n 吕品晋" 0匚厂2 2口口口厂巴訓二 口-吴 UK 昌曰曰-43 :-? ?-l

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54、 l 7 hi a=-i I:i目 Ir11 ifu rllM'fiuirtS u 口 w已n £： r it ci r I aZbirii "- ei « e oil eP ir口 k? CF-Dtrt iist ic=l>箔00V31QLLJmh博JON若无交叉乘积项，求得nR £3 k b H= <=q i_i nk n a in : Oa p u iq Liuv st Xi-li mi lt> I h RE S IQ rvl ci t I-! ilii idl Ha ia a it 三 cz| i_i q 厂 a a 0«Hd： i z/ i zn c tim i o：srei! -bi m pil o : t t &I n d ij d « cdl o e i 2011 o- n & I © =15.05717,其prob(nR2)=0.004584小于给定的显著性水平=0.05,拒绝原假设，认为线性回归模型存在异方差。若有交叉乘积项，求得nR2 =16.01986，其prob(nR 2 )=0.006788小于给定的显著性水平=0.05,拒绝原假设，认为线性回归模型存在异方差