计量经济学试题

1、PAGE PAGE 23计量经济学摆1、计量经济学暗 2、可决系数 3、多重共线性 4、异方差 5、虚拟变量 6、自相关性 7、多重共线性 8、广义差分 9、协整坝1、计量经济学碍模型检验包含哪爸些内容？傲2、建立与应用盎计量经济学模型埃的主要步骤？背3、理论模型中白的随机误差项包办含哪些具体内容肮？敖4、最小二乘法熬的基本假设是什傲么？伴5、回归方程的胺显著性检验的基安本方法皑6、模型参数估翱计量的显著性检板验基本方法败7、异方差产生百的原因及后果百8、G啊肮Q检验异方差的拜基本方法（或步稗骤）柏9、针对两种异昂方差类型，如何吧进行处理？跋10、自相关产靶生的原因及后果芭11、D唉八W检验自

2、相关的暗基本思路傲12、试说明如熬何用杜宾两步法爸克服自相关？靶13、虚拟变量笆的设置规则肮(1)如果模型八中包含截距项，挨则一个质变量有氨m种特征，只需翱引入(m-1)哎个虚拟变量。皑(2)如果模型碍中不包含截距项芭，则一个质变量挨有m种特征，需奥引入m个虚拟变盎量。八14、虚拟变量案的引入方式拌三、试题题型1把、判断改正题（阿10个，20分盎）2、解析题（翱四个，40分）拌3、上机操作（绊2个，40分）板四、考试时间：澳2010.12八.22(星期三靶,暂定)上午9败：00案扳11：00五、碍课程实习报告提傲交时间：第17哀周（按12月24日邦）摆（ 1 ）间接巴最小二乘法适用熬于过度识别

3、方程罢。 （ ）叭 皑（ 2 ）假设啊模型存在一阶自办相关，其他条件扒都满足，则仍用澳 OLS 法估按计参数，得到的胺估计量仍是无偏哀的，不再是有效熬的，显著性检验白失效，预测失效拜。（） 柏（ 3 ）用一伴阶差分法消除自袄相关时，我们假挨定自相关系数等胺于 -1 。 巴（ ） 扒（ 4 ）当异翱方差出现时，最坝小二乘估计是有蔼偏的和不具有最矮小方差特性；（唉） 巴（ 5 ）在模罢型 盎中，令虚拟变量靶 D 取值为（板 0 ， 2 班）而不是（ 0俺 ， 1 ），柏那么参数 伴的估计值也将减懊半， t 值也爸将减半。（）埃 哎4叭1肮.简述样本相关隘系数的性质。1氨)r是可正可负扳的数； (2

4、)鞍r在-1与1之伴间变化；(3)坝对称性； (4啊)若X与Y相互柏独立，则r=0搬，但r=0时，按X与Y不一定独昂立。氨4翱2皑.试述判定系数懊的性质。(1)俺它是一非负的量靶； (2)R2班是在0与1之间半变化的量。胺1、用一组有3坝0个观测值的样傲本估计模型矮y=b叭0扳+b罢1隘x+u百，在扒蔼=熬0版.05爸的显著性水平下唉对捌b耙1俺的显著性作叭t 矮检验，则碍b按1败显著地不等于零昂的条件是其统计般量傲t盎大于（）翱 A办. 蔼t俺0.0伴5岸(30) 背B阿. 爸t半0.025百(30)白 C挨. 爸t版0.0爸5颁(袄28拌)蔼 D爱. 巴t扮0.025敖(岸28背) 伴2百

5、、如果G伴吧Q检验显著，则疤认为什么问题严鞍重（）埃A把.澳异方差 吧 扒B拜.半序列相关 肮 唉C凹.矮多重共线性 板 碍D办.蔼设定误差 阿3坝、产量（翱X澳，台）与单位产疤品成本（蔼Y，绊元）之间的回归矮方程为：隘Y半按=456-2 挨.5X哀，则（）把A靶.拔产量每增加1台搬，单位产品成本扮增加456元；百 拜B拜.矮产量每增加1台扒，单位产品成本袄减少2拔.5绊元；敖C翱.拔产量每增加1台哎，单位产品成本凹平均增加456凹元；D罢.百产量每增加1台懊，单位产品成本叭平均减少2挨.5百元。爸4扳、根据20个观半测值估计的结果八，一元线性回归艾模型的DW=2按.3昂。在样本容量般n爸=2

6、0，解释变熬量背k熬=1，显著性水熬平盎版=袄0.05时,查扮表得d扳l哀=1,d半u捌=1.笆41，则可以判岸断（）板因为矮d啊u背=1.伴41般DW=2跋.3拔4-昂 d坝u吧=2跋.59奥A搬.阿不存在一阶自相叭关背 盎 B澳.矮存在正的一阶自爸相关 翱 佰C鞍.白存在负的一阶自背相关班 拜 胺 D.按无法确定颁5澳、下列模型中，傲无效的模型是（颁）败A颁.碍 澳C（消费）=8疤00+0疤.8懊I（收入）吧 板B熬.翱 奥Q挨d搬（商品需求）=肮10+0叭.8I(澳收入)+0懊.9版P（价格）绊C白.翱 熬Q扒s敖（商品供给）=盎20+0袄.8P(翱价格)奥 百D碍.巴 皑Y（产出量）=

7、搬0皑.65跋L邦0鞍.6熬（劳动）K伴0胺.4皑（资本）岸6熬、如果方差膨胀捌因子VIF半疤10，则认为什扳么问题是严重的跋（败 胺）安A百.摆异方差问题 B笆.按序列相关问题 哎C绊.巴多重共线性 D凹.罢解释变量与随机背项相关性。艾三、多项选择题安（搬6昂分）爸1哀、下列统计量可安以用来检验多重艾共线性的有：（哎 哀）搬A唉.哎相关系数 碍 案B摆.凹DW值艾 埃C碍.靶方差膨胀因子 耙 D坝.昂自相关系数袄 E. t统计敖量捌 捌2罢、下列哪些回归坝分析中很可能出绊现多重共线性问癌题（岸 懊）按A办.案“吧资本（K跋）胺”按和斑“叭劳动（L佰）懊”八两个变量同时作芭为生产函数的解霸释变

8、量半B百.俺“阿本期收入皑”哎和笆“跋前期收入版”拔同时作为白“敖消费霸”懊的解释变量的消盎费函数柏C澳.皑“凹商品价格八”傲、碍“哀地区爱”罢和伴“白消费偏好扳”柏同时作为解释变绊量的需求函数摆D凹.捌“半每亩施肥量唉”靶和皑“办每亩施肥量的平靶方芭”般同时作为癌“拔粮食亩产蔼”败的解释变量的模坝型艾E.稗“安人均收入碍”半、扒“凹鸡肉价格碍”跋、埃“靶替代品价格白”版同时作为昂“肮鸡肉消费哀”岸的解释变量模型吧3癌、普通最小二乘靶法得到的估计量罢和扮必须满足下列性凹质有（傲 搬）办A搬.矮线性 斑 岸B暗.白无偏性搬 靶C安.靶最小方差性 昂D靶.版一致性癌 E 真实性霸五绊、扒分析半与说

9、明邦题（哀50艾分）哎1、检验下列模蔼型是否存在异方瓣差，搬请版给出结论。斑（5分）啊Y背t办=b扮0暗+b爸1佰x半1邦t柏+b啊2班x稗2t班 + b鞍3扒x把3t扳 +u啊t阿样本班量靶共40蔼个，伴假设去掉中间1搬2个样本瓣数据扮（翱c=12案）佰，假设异方差由啊x啊1翱引起，数值小的矮一组残差平方和碍为RSS挨1昂=0跋.466稗霸10颁5班，数值大的一组八残差平方和为R癌SS爸2吧=0摆.36皑澳10八5耙。霸（F爸0.05(10搬,鞍10芭)啊=2.98）肮2隘、在研究生产函胺数时，得到以下百两种模型结果（盎注：回归模型下岸方括号内数字为巴参数估计值的标扳准差半）：爱lnQ=-5

10、按.04+0.8傲87lnK+0板.893lnL氨 般 （1）肮(1.绊40) (0白.087) (袄0.137)坝R罢2奥=0.878 唉 n=21拜lnQ=-8柏.57+0.0班272t+0.鞍460lnK+哎1.285ln按L扮 （2）柏 (2.99)哎 阿 半(0.0204百) 扳 啊(0.333)半 (0.3邦24)白R鞍2颁=0.889 懊 n=21安其中，Q=产量奥，K=资本，败L=霸劳动时数，邦t=奥时间，八n=爱样本容量。佰请回答下列问题案（20分）碍：疤扒检验结果表明模扒型（1）中所有笆的系数都是显著岸的（阿爸=鞍0.05岸）跋；俺氨模型（2）中板t暗和坝lnK熬的系数在统

11、计上安是不显著的八(拔板=暗0.05)颁；挨八可能是什么原因唉造成模型（2）搬中的凹lnK捌不显著邦；奥埃如果凹t败和懊lnK俺之间的相关系数暗为0霸.98扳，你将从中得出八什么结论胺。百3、回归方程：案Y敖笆=1奥.3+9.23拌X跋1挨+1.8八X蔼2袄-4.8疤X岸3肮+11.9艾X百4敖共有95个样本伴点，要求：扳（1）把当埃DW=芭0皑、盎DW=靶4把、埃DW=啊2氨时澳，邦试鞍解释回归方程鞍是否存在自相关盎；佰（2）若DW=俺0伴.95办时，上述所给回俺归方程是否存在吧自相关奥（注：爸查DW统计表得暗临界值 d哀l碍=1.579,扳 d笆u颁=1.755）办（10分）扳4、家庭消费

12、支阿出（Y）除了受埃家庭收入（x）艾影响之外，还与版下列因素有关：半地域：南方、北俺方艾文化程度：大专叭以下、本科、研伴究生唉试根据以上资料绊，引入合适的虚阿拟变量，并唉确定家庭消费支埃出的线性回归模哎型办的不同形式霸。胺（15分）巴表1 1994芭-2006年广般东财政收入和G爸DP增长比较（芭单位：亿元）办年份癌GDP熬财政总收入板地方财政收入哀总 量皑增长率(%)翱总 量盎增长率(%)耙总 量稗增长率（%）斑1994奥4619.02罢33.1唉569.38奥270.83白1995爸5933.05懊28.4绊747.90靶31.4拔338.23阿24.9案1996拜6834.97拜15.2

13、芭867.20安16.0霸435.39疤28.7扳1997把7774.53佰13.7扳1115.87啊28.7柏491.41啊12.9笆1998疤8530.88爱9.7霸1305.60版17.0暗582.94罢18.6埃1999艾9250.68芭8.4办1674.04奥28.2哎660.46笆13.3袄2000奥10741.2扳5颁16.1柏2232.00瓣33.3搬794.55把20.3皑2001板12039.2耙5摆12.1稗2541.21斑13.9爱975.11挨22.7靶2002熬13502.4霸3傲12.2爱2698.46蔼6.2岸1144.46肮17.4百2003敖15844.6昂

14、4岸17.3把3289.87肮21.8叭1315.52班14.9靶2004懊18864.6埃2稗19.1昂3548.27绊7.9案1525.23拜15.9鞍2005芭22366.5拌4疤18.6斑4430.29艾24.9捌1807.02板18.5颁2006板26204.4皑7肮17.2哎5122.25坝15.6敖2179.46岸20.6邦（1）作图说明半广东省财政总收巴入与GDP,地笆方财政收入和G半DP之间的关系按；阿（2）若为线性奥关系，则以财政半总收入（或地方芭财政收入）为被板解释变量，以G翱DP总量为解释癌变量，建立计量挨经济模型；瓣（3）解释回归阿参数b靶1稗的经济意义；把（4）对模

15、型进肮行经济意义、t奥检验、拟合良度版（R爸2阿）检验。哎2. 你能分拜别举出三个时间般序列数据、截面邦数据、混合数据安、虚拟变量数据懊的实际例子吗？翱 耙答：（ 1 ）暗时间序列数据如哎：每年的国民生败产总值、各年商叭品的零售总额、爱各年的年均人口伴增长数、年出口耙额、年进口额等搬等； （ 2 爸）截面数据如：稗西南财大 20搬02 年各位教佰师年收入、 2澳002 年各省捌总产值、 20鞍02 年 5 背月成都市各区罪坝案发生率等等；皑 （ 3 ）混靶合数据如： 1哀990 年 岸2000 年各爱省的人均收入、癌消费支出、教育笆投入等等； （邦 4 ）虚拟变熬量数据如：婚否柏，身高是否大于

16、扮 拜170 厘米捌，受教育年数是白否达到 10 挨年等等。 暗1 、单一方程办计量经济模型必暗然包括（ A傲 ） A 、行班为方程 百2 、在同一时拔间不同统计单位叭的相同统计指标办组成的数据组合坝，是（ D 扮） D 、扮截面数据 班3 、计量经济案模型的被解释变啊量一定是（ 安C ） C 碍、内生变量 拌4 、同一统计安指标按时间顺序肮记录的数据称为肮 (B熬 ) 。 B 斑、时间序列数据安 氨5 、模型中其斑数值由模型本身暗决定的变量变是半 (B ) 班B 、内生变量胺6 、半对数模坝型 拌中，参数 挨的含义是（ 拜C ）捌 佰A X 的白绝对量变化，引扳起 Y 的绝对隘量变化 搬B

17、Y 关拔于 X 的边际案变化 罢C X 的绊相对变化，引起氨 Y 的期望值昂绝对量变化 斑 板 D Y拌 关于 X 的袄弹性 肮7 、在一元线扮性回归模型中，暗样本回归方程可笆表示为：（ 柏C ） 艾 A 敖、 隘 B 、扒 捌 C 、 奥 癌D 、 耙 （其中 肮） 芭8 、设 OL搬S 法得到的样半本回归直线为 吧，以下说法不正班确的是 (笆D摆 ) 叭A 斑扒扒 B 蔼在回归直线上 胺C 般白拌 D 笆 稗9 、在模型 凹的回归分析结果版报告中，有 板， 跋，则表明（ 袄C哀 ） A 、解澳释变量 艾对 碍的影响是显著的爸 B 、解释变跋量 昂对 翱的影响是显著的捌 C 、解释变爸量 懊

18、和 八对 捌的联合影响是显啊著的 D 、解斑释变量 盎和 啊对 稗的影响是均不显按著 胺10 、一元线绊性回归分析中的搬回归平方和 T癌SS 的自由度稗是 （ B 挨） 扒 A 白、 n哀 B 、俺 n-1拜 C 、 阿n-k肮 D 、 罢1 隘四、论述题（ 斑25 分） 佰 哎1. （ 10拔 分）建立城镇邦居民食品类需求搬函数模型如下：碍 斑其中 傲V 矮为 人均购买食爸品支出额、 阿Y 肮为人均收入、 鞍为食品类价格、癌 肮为其它商品类价搬格。 拌啊 指出参数估计鞍量的经济意义是鞍否合理，为什么半？ 安搬 为什么经常采百用交叉估计方法搬估计需求函数模吧型？ 癌答： 坝肮 对于以购买食按品

19、支出额位被解伴释变量的需求函傲数模型，即 爱参数 皑、 凹、 罢估计量的经济意扮义分别为人均收佰入胺、食品类价格、扒其它商品类价格矮的需求弹性；由懊于食品为必须品凹， 版V 耙为 人均购买食霸品支出额，所以绊 稗应该在 0 与柏 1 之间， 斑应该在 0 与办 1 之间， 背在 0 左右，啊三者之和为 1傲 左右。所以，岸该模型估计结果案中 绊的估计量缺少合敖理的经济解释。瓣 笆蔼 由于该模型中爱包含长期弹性 肮和短期弹性 哀与 鞍，需要分别采用巴截面数据和时序班数据进行估计，唉所以经常采用交拌叉估计方法估计坝需求函数模型。凹 挨2. （ 15鞍 分）建立中国鞍居民消费函数模笆型 埃t=197

20、8,搬1979, 蔼 ,2001 巴其中 笆表示居民消费总跋额， 爱表示居民收入总败额。 捌鞍 能否用历年的搬人均消费额和人艾均收入数据为样爱本观测值估计模班型？为什么？ 安扮 人们一般选择百用当年价格统计哎的居民消费总额凹和居民收入总额霸作为样本观测值按，为什么？这样爱是否违反样本数半据可比性原则？案为什么？ 靶拌 如果用矩阵方安程 百表示该模型，写昂出每个矩阵的具巴体内容，并标明拜阶数。 暗答： 盎蔼 不可以。因为败 历年的人均消啊费额和人均收入凹并不是从居民消肮费总额和居民收般入总额的总体中稗随机抽取的样本白，违背了样本与哀母体的一致性。案 颁八 因为 历年的胺居民消费总额和敖居民收入总

21、额具爱有大致相同的“版价格”指数，是般否将它们转换为扮不变价数据并不翱重要，不影响数傲据在样本点之间坝的可比性。 其中 袄五、应用题（ 背21 分） 叭根据中国 19佰50 19颁72 年进出口巴贸易总额 拌（单位亿元）与凹国内生产总值 搬（单位亿元）的岸数据，估计了进靶出口贸易总额和背国内生产总值之搬间的关系，结果瓣如下： 翱Depende艾nt Vari癌able: L巴OG(Y) 稗Method:背 Least 八Squares拔 敖Date: 败06/05/0矮3唉 Time: 蔼11:02 耙Sample:百 1950 1翱972 暗Include安d obser靶vations凹:

22、 23 摆Variabl罢e 拔Coeffic笆ient 扒Std. Er颁ror 吧t-Stati傲stic 澳 鞍C 办0.68267败4 碍0.23542罢5 安2.89975安15 扳 伴LOG(X) 霸0.51404隘7 爸0.07018拌9 百7.32377奥7 阿 吧R-squar百ed 翱0.71864捌1 澳Mean de办pendent俺 var 皑4.59604奥4 跋Adjuste般d R-squ把ared 笆0.70524巴3 捌S.D. de矮pendent皑 var 瓣0.30126盎3 皑S.E. of隘 regres昂sion 爱0.16356鞍0 傲Akai

23、ke 懊info cr班iterion叭 敖-0.7003巴28 班Sum squ案ared re邦sid 矮0.56179巴2 矮Schwarz半 criter绊ion 俺-0.6015氨89 巴Log lik笆elihood案 翱10.0537疤7 暗F-stati耙stic 皑53.6377翱1 凹Durbin-奥Watson 笆stat 袄0.51852扒8 昂Prob(F-耙statist扳ic) 案 坝根据上述回归结澳果回答下面各题白： 摆（ 1 ）根据俺以上回归结果，扮写出 回归分析俺结果报告。 （扳 7 分） 暗(0.24) 澳(0.07) 捌， F 5爸3.63 ， 翱d.f

24、. 班21 昂（ 2 ）分析疤该结果的系数显挨著性。（ 6 扳分） 敖首先，常数项的邦显著性分析。因案为：由表中结果捌知，系数显著性傲检验的 t 统敖计量的值为 2叭.90 ，查表伴知， 熬；而 2.9柏1.962 ，俺故常数项是显著败不为零的。 暗其次，斜率的系把数显著性分析：坝因为：由表中结挨果知，系数显著笆性检验的 t 八统计量的值为 奥7.32 ，查艾表知， 翱；而 7.32霸1.962 巴，故斜率项是显唉著不为零的。 靶（ 3 ）解释啊模型拟合优度的罢含义。（ 4 半分） 叭由表中结果可知皑，模型的调整的按拟合优度为 0凹.71 ，意味案着模型解释了被邦解释变量样本变班化的 71%

25、伴。 矮（ 4 ）试对八模型结果的经济肮意义进行解释。班（ 4 分） 懊根据模型结果可耙知：我国在 1癌950 1岸972 年间，阿国内生产总值对叭于进出口总额之袄间具有显著的相昂关性，具体地，案进出口总额关于佰国内生产总值的按弹性系数约为 鞍0.51 ，即哀国内生产总值每佰增加一个百分点瓣，进出口总额平奥均增加 0.5扳1 个百分点。捌 白五昂、爸分析题叭(本大题共5小败题，每小题4分扒，共按31懊分)熬43唉（1哎0把分）某人试图建佰立我国煤炭行业盎生产方程，以煤百炭产量为被解释霸变量，经过理论胺和经验分析，确版定以固定资产原敖值、职工人数和版电力消耗量变量邦作为解释变量，绊变量的选择是正

26、昂确的。于是建立斑了如下形式的理拔论模型： 捌煤炭产量= 固把定资产原值+ 板职工人数+ 电败力消耗量+ 捌选择2000年颁全国60个大型吧国有煤炭企业的爸数据为样本观测安值；固定资产原安值用资产形成年哎当年价计算的价傲值量，其它采用扮实物量单位；采扳用OLS方法估拔计参数。指出该艾计量经济学问题芭中可能存在的主搬要错误，并简单阿说明理由。白 唉43、邦答案：（答出4扮条给满分） 岸绊 模型关系错误皑。直接线性模型斑表示投入要素之芭间完全可以替代唉，与实际生产活扒动不符。 版盎 估计方法错误拜。该问题存在明把显的序列相关性办，不能采用OL安S方法估计。 岸捌 样本选择违反般一致性。行业生白产方

27、程不能选择拌企业作为样本。佰 氨版 样本数据违反扮可比性。固定资佰产原值用资产形稗成年当年价计算拔的价值量，不具瓣备可比性。 半扮 变量间可能不哎存在长期均衡关绊系。变量中有流皑量和存量，可能吧存在1个高阶单叭整的序列。应该百首先进行单位根跋检验和协整检验斑。 盎44氨（罢10俺分）选择两要素邦一级CES生产把函数的近似形式拜建立中国电力行白业的生产函数模斑型： 芭其中Y为发电量版，K、L分别为傲投入的资本与劳爱动数量，t为时耙间变量。 盎扮 指出参数、疤、m的经济含叭义和数值范围；昂 昂笆 指出模型对要熬素替代弹性的假艾设，并指出它与板C-D生产函数八、VES生产函澳数在要素替代弹扳性假设上

28、的区别伴； 叭案 指出模型对技懊术进步的假设，瓣并指出它与下列皑生产函数模型在伴技术进步假设上敖的区别； 扒44、稗答案： 拌摆 参数为技术邦进步速度，一般半为接近0的正数靶；为替代参数挨，在（1，瓣）范围内；m为鞍规模报酬参数，肮在1附近。 芭安 该模型对要素艾替代弹性的假设搬为：随着研究对吧象、样本区间而绊变化，但是不随哎着样本点而变化白。而C-D生产佰函数的要素替代摆弹性始终为1，凹不随着研究对象隘、样本区间而变奥化，当然也不随翱着样本点而变化办；VES生产函坝数的要素替代弹巴性除了随着研究傲对象、样本区间肮而变化外，还随鞍着样本点而变化半。 懊吧 该模型对技术般进步的假设为希蔼克斯中性

29、技术进霸步；而生产函数稗模型的技术进步盎假设为中性技术翱进步，包括3种瓣中性技术进步。坝45。绊（胺11柏分）试指出在目案前建立中国宏观矮计量经济模型时班，下列内生变量岸应由哪些变量来柏解释，简单说明鞍理由，并拟定关靶于每个解释变量板的待估参数的正扒负号。 班跋 轻工业增加值霸 蔼蔼 衣着类商品价翱格指数 艾爸 货币发行量 芭佰 农业生产资料蔼进口额 唉45、瓣答案： 拜败 轻工业增加值胺应该由反映需求芭的变量解释。包疤括居民收入（反伴映居民对轻工业肮的消费需求，参胺数符号为正）、矮国际市场轻工业皑品交易总额（反百映国际市场对轻白工业的需求，参靶数符号为正）等啊。 邦扮 衣着类商品价捌格指数应

30、该由反鞍映需求和反映成邦本的两类变量解啊释。主要包括居哀民收入（反映居岸民对衣着类商品瓣的消费需求，参罢数符号为正）、奥国际市场衣着类碍商品交易总额（阿反映国际市场对拜衣着类商品的需白求，参数符号为搬正）、棉花的收稗购价格指数（反扳映成本对价格的稗影响，参数符号捌为正）等。 拜伴 货币发行量应柏该由社会商品零按售总额（反映经傲济总量对货币的懊需求，参数符号唉为正）、价格指百数（反映价格对叭货币需求的影响板，参数符号为正拔）等变量解释。阿 白蔼 农业生产资料扳进口额应该由国翱内第一产业增加安值（反映国内需背求，参数符号为把正）、国内农业颁生产资料生产部袄门增加值（反映笆国内供给，参数罢符号为负）

31、、国邦际市场价格（参柏数符号为负）、绊出口额（反映外敖汇支付能力，参翱数符号为正）等背变量解释。袄Eviews 安上机 计量经斑济哎一 多重共线检白验 唉1 file-耙new-wor安kfile 半 在 star拌t 与end 靶中输入 初始与八结束年份 皑点OK板2 quick败-empty 瓣group 将班相应的exce拜l数据粘贴进去氨 点name保芭存一下 爱3 proc-翱make es办timatio靶n 将方程改癌为正确的形式 澳如此例 初始方袄程爸修改为白 点确定 点癌name保存一皑下 碍4 显示结果如吧图皑试卷答题格式如唉下：Y=-12伴815.75+瓣6.213X1鞍

32、+0.421X唉2-0.166邦X3-0.09鞍8X4-0.0瓣28X5捌 (-0.柏91) (凹8.39) 芭 (3.32按) (-2罢.81) (拌-1.45) 艾 (-0.14搬)背 R2 (R靶的平方)=0.案9828 R百-2（R杠的平八方）=爸0.9756 邦 F唉=137.12啊 D.W.=扳1.81吧再就结果的经济霸意义做适当分析半。百二 多重回归修稗正 拜1 在八窗口 vie案w-corre背lation(班第一个)-co般mmon sa背mple 生成靶相关系数矩阵 白name保存一俺下 重点看X1暗矮X5与Y的相关芭系数 越大越好爱2 关联度从大扳到小检验，P值板小于0.

33、05为啊通过。例如此例癌中先检验X1：氨右键点击eq0癌1-objec鞍t copy如鞍图敖点OK，打开e案q02 pr澳oc-spec蔼ify/est伴imate 改昂为拌，点确定，由结敖果懊可知P值小于0吧.05通过，保半留X1。以此类皑推，得到最终结吧果，盎伴Y=f(X1,按X2,X3) 暗 答案格式见坝126页氨4.3.5佰，写前三行。邦三 序列相关检岸验盎1 D.W检验斑 P116 败 以数据鞍4.2.1熬做出结果氨后，n=24懊 k=2靶 查D.W检验袄表，5%的，得白dl=1.27敖 du=1.4翱5 D.W=疤0.628半，再将D.W值背与dl du值翱比较，爸规则：若 0伴D

34、.Wdl，罢则存在正自相关白；爱若dlD.W背du，则不能疤确定； 癌若duD.W疤4-du，则拔无自相关；按若4-duD碍.W4-dl懊，则不能确定；盎若4-dlD叭.W4，则存挨在负相关。澳此例中 D.W蔼=0.628办dl，故存在正搬自相关笆LM检验 在安窗口中，vie皑w-resid盎ual tes板ts- ser巴ial cor般relatio邦n LM te隘st佰拔 从一阶开始实按验，结果如下胺P值（灰色部分扒）小于0.05俺，拒绝H0，则敖存在序列相关，佰所以实验二阶。盎在伴窗口中，vie凹w-resid耙ual tes俺ts- ser巴ial cor板relatio半n LM te疤st艾八 结果如下伴 P值（灰色部胺分）小于0.0背5，拒绝H0，熬则存在序列相关搬，所以继续实验袄三阶。在懊窗口中，vie跋w-resid按ual tes碍ts- ser隘ial cor爸relatio肮n LM te澳st伴搬 结果如下背 P值（灰色部瓣分）没有全部小柏于0.05，所哎以接受H0，不懊存在序列相关，巴检验到此为止。瓣结论：原模型存敖在两阶序列相关傲性。耙四 序列相关修百正拔1 广义差分法蔼 在半窗口中 pro敖c-speci版fy/esti奥mate般败 输入模型办，确定 结果如搬下白检验通过（与L暗M法中检验方式矮相同） 模型邦