计量经济学第三版课后详解

1、2.1隘（爱1颁）瓣 案首先分析人均熬寿命与人均罢GDP艾的数量关系，用啊Eviews安分析袄：疤Depende芭nt Vari巴able: Y扮Method:盎 Least 白Squares败Date: 1版2唉/2版7挨/1靶4隘 Time把: 21:稗00把Sample:胺 1 22埃Include芭d obser凹vations氨: 22氨Variabl肮e把Coeffic皑ient搬Std. Er暗ror稗t-Stati熬stic扒Prob.败C半56.6479班4蔼1.96082哎0懊28.8899唉2罢0.0000跋X1鞍0.12836哎0隘0.02724瓣2巴4.71183搬4

2、叭0.0001叭R-squar俺ed版0.52608挨2版Mea哎n depen把dent 昂var按62.5000白0哀Adjuste澳d R-squ暗ared唉0.50238哀6般S.D白. depen般dent 傲var瓣10.0888俺9白S.E. of败 regres啊sion办7.11688般1矮癌Akaike暗 info c胺riterio把n笆6.84932翱4昂Sum squ阿ared 蔼resid扮1013.00昂0败Sch矮warz cr爱iterion熬6.94851唉0班Log lik板elihood拔-73.342背57叭皑Hannan斑-Quinn 背criter

3、叭.盎6.87268绊9俺F-stati巴stic凹22.2013败8拜Dur背bin-Wat敖son sta埃t跋0.62907把4瓣Prob板(F-stat蔼istic)唉0.00013绊4翱有上可知，关系案式为鞍y=56.64矮794+0.1靶28360 x碍1佰关于人均寿命碍与成人识字率的阿关系，用哎Eviews稗分析如下：半Depende哀nt Vari败able: Y扒Method:百 Least 吧Squares案Date: 1蔼1/2熬6颁/1版4版 Time坝: 21:板10啊Sample:捌 1 22疤Include鞍d obser奥vations坝: 22拔Variabl

4、稗e板Coeffic邦ient艾Std. Er班ror芭t-Stati背stic稗Prob.败C哎38.7942瓣4懊3.53207把9柏10.9834俺0碍0.0000邦X2般0.33197暗1靶0.04665柏6芭7.11530板8爱0.0000版R-squar背ed矮0.71682芭5摆Mea澳n depen捌dent 跋var胺62.5000奥0哀Adjuste癌d R-squ隘ared拔0.70266柏6矮S.D颁. depen傲dent 叭var斑10.0888办9哎S.E. of爸 regres败sion般5.50130拜6爱颁Akaike凹 info c碍riterio罢n吧6

5、.33435柏6暗Sum squ搬ared 白resid昂605.287笆3扒Sch岸warz cr隘iterion鞍6.43354盎2哎Log lik碍elihood哀-67.677靶92佰案Hannan凹-Quinn 白criter岸.吧6.35772摆1俺F-stati熬stic傲50.6276氨1胺Dur搬bin-Wat佰son sta熬t巴1.84640熬6跋Prob捌(F-stat癌istic)扮0.00000翱1捌由上可知，关系伴式为拌y=38.79柏424+0.3昂31971x爱2靶关于人均寿命袄与一岁儿童蔼疫苗啊接种率芭的关系，用颁Eviews奥分析如下：哀Depende绊n

6、t Vari肮able: Y捌Method:板 Least 爸Squares捌Date: 1翱1/2拜6爱/1啊4笆 Time巴: 21:芭14疤Sample:啊 1 22肮Include啊d obser邦vations懊: 22哎Variabl拔e办Coeffic癌ient澳Std. Er澳ror办t-Stati鞍stic耙Prob.挨C啊31.7995跋6翱6.53643白4熬4.86497熬1氨0.0001唉X3挨0.38727板6爸0.08026伴0傲4.82528白5鞍0.0001懊R-squar绊ed敖0.53792搬9跋Mea扒n depen爸dent 啊var昂62.5000哀

7、0矮Adjuste颁d R-squ暗ared傲0.51482俺5扒S.D半. depen叭dent 岸var爱10.0888傲9皑S.E. of啊 regres哀sion凹7.02736坝4拌袄Akaike办 info c蔼riterio敖n柏6.82400熬9阿Sum squ捌ared 败resid跋987.677熬0皑Sch敖warz cr把iterion把6.92319傲4蔼Log lik哎elihood唉-73.064吧09摆傲Hannan拜-Quinn 芭criter般.背6.84737氨4扮F-stati埃stic百23.2833懊8熬Dur昂bin-Wat罢son sta摆t爸0

8、.95255耙5碍Prob版(F-stat傲istic)败0.00010翱3埃由上可知，关系笆式为芭y=31.79班956+0.3盎87276x敖3罢（办2奥）扳关于人均寿命拜与人均胺GDP坝模型，爱由安上可知，可决系捌数为安0.52608熬2扮，说明所建模型叭整体上对样本数班据拟合较好。俺 凹对于回归系数的背t笆检验：肮t拔（绊1般）八=鞍4.71183挨4隘t百0.025啊(20)=2.叭086扳，对斜率系数的芭显著性检验表明败，人均澳GDP爸对人均寿命有显挨著影响。柏隘关于人均寿命与白成人识字率模型巴，由上可知，可斑决系数为案0.71682白5懊，捌说明所建模型整半体上对样本数据胺拟合较

9、好。芭对于回归系数的百t罢检验：盎t白（岸2隘）鞍=隘7.11530扒8案t氨0.025唉(20)=2.柏086敖，对斜率系数的霸显著性检验表明肮，成人识字率对瓣人均寿命有显著澳影响。拜关于人均寿命昂与一岁儿童疫苗绊的模型，由上可摆知，可决系数为拜0.53792奥9靶，说明所建模型懊整体上对样本数案据拟合较好。碍 胺对于回归系数的败t癌检验：佰t挨（稗3芭）靶=氨4.82528肮5笆t靶0.025败(20)=2.盎086背，对斜率系数的阿显著性检验表明澳，一岁儿童疫苗百接种率对人均寿笆命有显著影响。2.2（1）般岸对于浙江省预算版收入与全省生产俺总值的模型，般用蔼Eviews绊分析啊结果如下：

10、拌Depende拌nt Vari翱able: Y昂Method:蔼 Least 昂Squares笆Date: 1胺2/0蔼3绊/14 T半ime: 17芭:败00爱Sample 背(adjust鞍ed): 1 罢33颁Include霸d obser跋vations拔: 33 af摆ter adj百ustment爱s埃Variabl办e稗Coeffic百ient霸Std. Er瓣ror敖t-Stati俺stic白Prob.哀X板0.17612唉4傲0.00407叭2罢43.2563哀9岸0.0000懊C佰-154.30扒63翱39.0819把6百-3.9482班74懊0.0004按R-squar

11、白ed懊0.98370百2按Mea班n depen隘dent 霸var熬902.514哎8绊Adjuste靶d R-squ哀ared案0.98317笆7懊S.D跋. depen拜dent 佰var盎1351.00跋9哀S.E. of败 regres扒sion芭175.232挨5巴按Akaike伴 info c皑riterio艾n啊13.2288俺0袄Sum squ按ared 凹resid伴951899.笆7暗Sch扮warz cr埃iterion澳13.3194把9背Log lik挨elihood案-216.27唉51斑般Hannan啊-Quinn 鞍criter拌.蔼13.2593敖1鞍F-

12、stati皑stic耙1871.11扒5柏Dur挨bin-Wat鞍son sta袄t班0.10002盎1跋Prob颁(F-stat班istic)胺0.00000耙0鞍碍由上可知，模型挨的参数跋：斜率系数爸0.17612案4翱，翱截距为伴八154.306叭3颁叭关于浙江省财政敖预算收入与全省班生产总值的模型皑，笆检验模型的显著颁性：碍1爸）邦可决系数为罢0.98370爸2疤，说明所建模型霸整体上对样本数扳据拟合较好。拌2坝）懊对于回归系数的疤t半检验：柏t芭（皑2爱）安=搬43.2563翱9背t皑0.025拌(31)=2.唉0395蔼，对斜率系数的斑显著性靶检验表明，全省跋生产总值对财政巴预算总

13、收入有显拜著影响。凹拜用规范形式写出碍检验结果如下：搬Y=0.176案124X耙哎154.306熬3稗 哀 敖 懊 啊(蔼0.00407八2安) (百39.0819瓣6版)疤t= (罢43.2563耙9爸) 绊（搬-3.9482背74耙）颁R2=笆0.98370俺2懊 F=百1871.11邦5皑 n=33澳癌经济意义是：全岸省生产总值每增靶加懊1哎亿元，财政预算傲总收入增加暗0.17612搬4袄亿元。澳（邦2耙）当背x=32000癌时，罢班进行点预测，由凹上可知伴Y=0.176阿124X罢芭154.306跋3岸，代入可得：柏Y捌= Y=0.1叭76124*3碍2000般鞍154.306唉3=袄

14、5481.66败17摆爸进行区间预测：办先由爱Eviews隘分析：扮X氨Y般Mean八6000.4巴41百902.51盎48挨Median皑2689.2百80碍209.39邦00扮Maximu按m袄27722.拌31版4895.4稗10按Minimu扮m伴123.72哎00笆25.870扮00颁Std. D扳ev.胺7608.0巴21俺1351.0霸09爸捌Skewnes艾s肮1.4325把19啊1.6631斑08搬Kurtos安is熬4.0105斑15拜4.5904碍32挨傲Jarque-八Bera搬12.690班68袄18.690奥63邦Probab埃ility熬0.0017柏55邦0.0

15、000俺87昂Sum佰198014昂.5拜29782.白99袄Sum Sq懊. Dev.办1.85E+捌09捌584071叭95跋Observ耙ations癌33袄33由上表可知，阿x哎2半=吧（拔X绊i矮X柏）坝2拔=埃2耙x拔(n1)= 吧7608.0柏21摆2阿 x (33盎1)=1852埃223.473半(案X坝f办X)半2奥=(32000袄6000.熬441)罢2罢=675977靶068.2懊当坝Xf皑=32000岸时，将相关数据暗代入计算得到：叭5481.66熬172.03蔼95x175.皑2325x1胺/33坝+185222隘3.473/6啊7597706昂8.2拔Yf5481碍

16、.6617+2罢.0395x1佰75.2325隘x1扮/33笆+185222埃3.473/6矮7597706巴8.2哀即盎Yf瓣的置信区间为（巴5481.66败1764.9案649, 54把81.6617绊+64.964敖9胺）摆(3) 傲对于浙江省预算败收入对数与全省吧生产总值对数的暗模型，八由叭Eviews把分析熬结果如下肮：版Depende癌nt Vari哎able: L疤NY敖Method:艾 Least 扮Squares按Date: 1颁2/0佰3哎/14 T斑ime: 18癌:00肮Sample 稗(adjust爱ed): 1 氨33阿Include矮d obser扒vations

17、爸: 33 af捌ter adj盎ustment翱s败Variabl半e拔Coeffic案ient巴Std. Er伴ror俺t-Stati隘stic肮Prob.背LNX伴0.98027捌5叭0.03429靶6般28.5826盎8绊0.0000氨C坝-1.9182半89拔0.26821埃3岸-7.1521艾21斑0.0000爱R-squar摆ed暗0.96344俺2瓣Mea哎n depen百dent 坝var瓣5.57312哀0稗Adjuste颁d R-squ艾ared安0.96226鞍3暗S.D八. depen吧dent 板var按1.68418摆9哎S.E. of搬 regres隘sion叭

18、0.32717扒2熬邦Akaike扒 info c八riterio捌n阿0.66202把8袄Sum squ鞍ared 斑resid邦3.31828半1奥Sch岸warz cr爸iterion吧0.75272背6鞍Log lik巴elihood隘-8.9234背68埃吧Hannan拜-Quinn 摆criter啊.八0.69254扮5八F-stati八stic隘816.969敖9吧Dur按bin-Wat艾son sta拜t癌0.09620懊8扳Prob八(F-stat巴istic)啊0.00000背0伴模型方程为：胺lnY般=板0.98027案5疤lnX-1.9叭18289凹唉由上可知，模型凹的

19、参数吧：斜率系数为癌0.98027跋5氨，蔼截距为佰-1.9182奥89斑碍关于浙江省财政摆预算收入与全省版生产总值的模型扮，翱检验其显著性：爸1耙）背可决系数为笆0.96344笆2鞍，说明所建模型鞍整体上对样本数胺据拟合较好。蔼2伴）芭对于回归系数的碍t癌检验：暗t摆（版2氨）隘=矮28.5826般8啊t拜0.025癌(31)=2.唉0395佰，对斜率系数的唉显著性检验表明奥，全省生产总值暗对财政预算总收背入有显著影响。拜霸经济意义：全省爸生产总值每增长啊1%败，财政预算总收凹入增长啊0.98027笆5颁%2.4啊（靶1懊）爸对建筑面积与建昂造单位成本模型氨，懊用蔼Eviews懊分析结果如下

20、翱：八Depende伴nt Vari扳able: Y肮Method:邦 Least 板Squares肮Date: 1叭2/01/14板 Time按: 爸1暗2:40搬Sample:芭 1 12百Include盎d obser芭vations摆: 12按Variabl扒e埃Coeffic霸ient安Std. Er拜ror埃t-Stati八stic拌Prob.疤X啊-64.184傲00碍4.80982罢8啊-13.344鞍34扮0.0000般C碍1845.47邦5安19.2644伴6板95.7968胺8癌0.0000暗R-squar肮ed稗0.94682扳9安Mea坝n depen百dent 柏v

21、ar盎1619.33搬3斑Adjuste敖d R-squ败ared昂0.94151艾2百S.D傲. depen半dent 盎var按131.225岸2蔼S.E. of盎 regres鞍sion伴31.7360芭0岸班Akaike爱 info c扒riterio版n稗9.90379办2办Sum squ澳ared 瓣resid暗10071.7柏4拜Sch般warz cr氨iterion般9.98461稗0懊Log lik扳elihood癌-57.422霸75搬绊Hannan扳-Quinn 罢criter白.靶9.87387拔1癌F-stati板stic柏178.071伴5艾Dur扳bin-Wat稗

22、son sta肮t啊1.17240哎7拔Prob斑(F-stat唉istic)白0.00000板0版由上可得：建筑耙面积与建造成本俺的回归方程为：瓣Y=芭1845.47傲5拔-邦-64.184靶00挨X哎（邦2摆）经济意义：建奥筑面积每增加摆1矮万平方米，建筑疤单位成本每平方百米减少八64.1840熬0奥元。（3）叭白首先进行点预测澳，由疤Y=罢1845.47跋5袄-罢-64.184拜00唉X柏得，当澳x=4.5俺，蔼y=1556.懊647袄捌再进行区间估计邦：跋用隘Eviews敖分析：敖Y耙X白Mean板1619.3鞍33芭3.5233叭33敖Median白1630.0吧00搬3.7150搬

23、00搬Maximu隘m般1860.0凹00翱6.2300澳00唉Minimu隘m挨1419.0盎00半0.6000啊00啊Std. D懊ev.摆131.22把52败1.9894扳19俺哀Skewnes霸s肮0.0034啊03岸-0.0601鞍30柏Kurtos耙is袄2.3465皑11袄1.6649败17办叭Jarque-阿Bera盎0.2135霸47爱0.8984百54袄Probab把ility班0.8987翱29昂0.6381凹21耙Sum败19432.佰00版42.280板00笆Sum Sq摆. Dev.埃189420败.7拔43.535佰67叭Observ隘ations艾12巴12由上

24、表可知，败x班2拌=拌（靶X霸i叭X斑）半2把=柏2按x跋(n1)= 哀扮1.98941傲9拌2阿 x (凹12百1)=氨43.5357袄(安X芭f班X)敖2阿=(暗4.5碍哎3.52333阿3哀)扳2败=凹0.95387哎843跋当版Xf罢=斑4.5奥时，将相关数据版代入计算得到：熬1556.64碍7般2.翱228澳x叭31.7360版0昂x1/背12扮+吧43.5357瓣/办0.95387盎843搬癌Yf爱1556.64拜7癌+巴2.捌228搬x凹31.7360俺0盎x1/伴12扳+翱43.5357扳/隘0.95387靶843奥即拌Yf笆的置信区间为（翱1556.64扳7哎矮478.123

25、巴1扮, 班1556.64阿7按+爱478.123伴1按）3.1（1）岸对百户拥有家绊用汽车量计量经按济模型，胺用埃Eviews唉分析结果如下耙：哀Depende白nt Vari扳able: Y坝Method:跋 Least 罢Squares懊Date: 1白1/2按5艾/1霸4阿 Time胺: 凹1捌2:澳3背8背Sample:霸 1 31扳Include板d obser笆vations拔: 31罢Variabl安e霸Coeffic俺ient拜Std. Er邦ror捌t-Stati熬stic扳Prob.巴X2稗5.99686把5案1.40605百8拜4.26502矮0爸0.0002坝X3胺-

26、0.5240案27靶0.17928笆0板-2.9229百50把0.0069斑X4艾-2.2656挨80吧0.51883八7埃-4.3668巴42绊0.0002板C背246.854板0背51.9750凹0白4.74947啊6癌0.0001澳R-squar版ed挨0.66606澳2肮Mea袄n depen八dent 敖var昂16.7735版5拔Adjuste俺d R-squ半ared耙0.62895肮7鞍S.D埃. depen敖dent 办var俺8.25253百5啊S.E. of昂 regres瓣sion搬5.02688跋9爸奥Akaike矮 info c奥riterio颁n把6.18739耙

27、4艾Sum squ坝ared 隘resid扳682.279暗5霸Sch暗warz cr按iterion罢6.37242扳4把Log lik鞍elihood翱-91.904斑60办邦Hannan挨-Quinn 按criter疤.绊6.24770搬9半F-stati板stic澳17.9510蔼8绊Dur爸bin-Wat疤son sta澳t芭1.14725爱3把Prob昂(F-stat坝istic)罢0.00000袄1罢哎得到模型得：案Y=斑246.854敖0拌+爸5.99686芭5氨X袄2柏-巴扮0.52402昂7埃 X蔼3把-2.2656癌80 X捌4暗对模型进行检暗验：唉可决系数是扒0.666

28、06颁2袄，修正的可决系懊数为柏0.62895办7皑，说明模型对样拜本拟合较好班F八检验，稗F=隘17.9510拌8稗F吧（板3,27邦）艾=3.65瓣，回归方程显著捌。隘3袄）吧t拔检验，胺t阿统计量分别为百4.74947半6叭，爸4.26502爱0办，办-2.9229柏50矮，爸-4.3668暗42爱，均大于暗t拜（皑27搬）扳=2.0518隘，所以这些系数百都是显著的。依据：爱可决系数越大，靶说明拟合程度越俺好岸F扳的值与临界值比靶较，若大于临界澳值，则否定原假摆设，回归方程是吧显著的；若小于靶临界值，则接受澳原假设，回归方矮程不显著。懊t邦的值与临界值比邦较，若大于临界袄值，则否定原假

29、昂设，系数都是显扮著的；若小于临懊界值，则接受原摆假设，系数不显拔著。邦（懊2扮）经济意义：人俺均增加挨万元，百户拥有斑家用汽车增加凹5.99686捌5板辆，城镇人口比伴重增加个百分爱点，百户拥有家凹用汽车减少绊0.52402凹7唉辆，交通工具消啊费价格指数每上吧升，百户拥有暗家用汽车减少瓣2.26568拔0办辆。澳（搬3俺）败用白EViews巴分析得：八Depende白nt Vari捌able: Y唉Method:瓣 Least 斑Squares袄Date: 1矮2/08/14岸 Time袄: 17:28奥Sample:斑 1 31懊Include皑d obser隘vations案: 31搬

30、Variabl摆e肮Coeffic坝ient埃Std. Er柏ror熬t-Stati搬stic柏Prob.拔X2罢5.13567爸0巴1.01027鞍0隘5.08346案5邦0.0000扮LNX3凹-22.810拜05爱6.77182澳0拌-3.3683版78捌0.0023罢LNX4挨-230.84背81矮49.4679罢1稗-4.6666翱24哀0.0001埃C叭1148.75拌8皑228.291绊7澳5.03197绊4版0.0000哀R-squar爱ed翱0.69195敖2皑Mea拔n depen唉dent 佰var懊16.7735把5佰Adjuste傲d R-squ傲ared疤0.657

31、72邦5埃S.D般. depen佰dent 瓣var拜8.25253挨5隘S.E. of拔 regres百sion跋4.82808扮8扮氨Akaike斑 info c霸riterio爱n昂6.10669伴2哀Sum squ岸ared 捌resid吧629.381吧8傲Sch跋warz cr摆iterion哎6.29172半3邦Log lik白elihood盎-90.653熬73暗俺Hannan拔-Quinn 敖criter挨.袄6.16700半8芭F-stati癌stic爱20.2162吧4瓣Dur扮bin-Wat碍son sta扒t傲1.15009肮0哀Prob扒(F-stat八istic)

32、百0.00000岸0模型方程为：澳Y靶=瓣5.13567板0 X俺2埃-22.810岸05 LNX扳3稗-230.84蔼81 LNX奥4吧+胺1148.75岸8岸此分析得出的可癌决系数为皑0.69195按2柏敖0.66606霸2按，拟合程度得到扒了提高，可这样熬改进。3.2隘（）扮对出口货物总额袄计量经济模型，澳用疤Eviews哀分析结果如下：爱：安Depende奥nt Vari芭able: Y耙Method:懊 Least 癌Squares按Date: 1笆2/01/14氨 Time版: 2罢0扳:25安Sample:胺 1994 2矮011瓣Include邦d obser坝vations绊

33、: 18搬Variabl敖e盎Coeffic拔ient拔Std. Er阿ror扒t-Stati白stic坝Prob.坝X2扒0.13547艾4哎0.01279胺9扮10.5845昂4碍0.0000啊X3吧18.8534艾8胺9.77618稗1耙1.92851斑2绊0.0729绊C拜-18231.拌58皑8638.21坝6拌-2.1105懊73吧0.0520拌R-squar碍ed扮0.98583扮8佰Mea笆n depen鞍dent 哀var隘6619.19艾1摆Adjuste摆d R-squ阿ared鞍0.98395按0绊S.D唉. depen袄dent 班var捌5767.15扒2阿S.E.

34、 of哀 regres碍sion熬730.630半6八颁Akaike瓣 info c爸riterio哎n按16.1767氨0碍Sum squ蔼ared 绊resid啊8007316懊.耙Sch班warz cr唉iterion坝16.3251拜0稗Log lik皑elihood俺-142.59扮03埃俺Hannan办-Quinn 百criter百.傲16.1971芭7啊F-stati挨stic板522.097扳6般Dur矮bin-Wat柏son sta半t胺1.17343班2扒Prob班(F-stat霸istic)蔼0.00000拜0疤柏由上可知，模型阿为：胺Y = 案0.13547隘4巴X昂2

35、氨 + 挨18.8534矮8哎X瓣3澳 - 哎18231.5斑8唉对模型进行检靶验：邦安1埃）暗可决系数是按0.98583隘8隘，修正的可决系氨数为癌0.98395版0皑，说明模型对样懊本拟合较好挨2罢）安F靶检验，昂F埃=昂522.097罢6挨F俺（般2,挨15艾）板=4.77熬，回归方程显著坝3奥）碍t澳检验，霸t叭统计量分别为蔼X2挨的系数对应胺t昂值为按10.5845唉4盎，吧大于隘t盎（爸15拌）埃=2.131爸，系数是显著的氨，版X3靶的系数对应凹t跋值为艾1.92851哀2澳，昂小于般t拔（班15板）皑=2.131疤，说明此系数是拜不显著的。 绊（白2疤）笆对于对数模型，霸用安E

36、views翱分析结果如下艾：背Depende翱nt Vari熬able: L埃NY柏Method:板 Least 碍Squares凹Date: 1矮2/01/14挨 Time按: 2背0笆:25把Sample:邦 1994 2绊011伴Include扳d obser败vations吧: 18盎Variabl蔼e唉Coeffic拔ient罢Std. Er熬ror绊t-Stati稗stic凹Prob.懊LNX2傲1.56422邦1靶0.08898捌8跋17.5778爸9颁0.0000埃LNX3疤1.76069肮5扒0.68211凹5耙2.58122扳9扮0.0209巴C版-20.520斑48爸5.

37、43248搬7哎-3.7773艾63罢0.0018啊R-squar般ed斑0.98629柏5哀Mea扒n depen耙dent 昂var爱8.40011佰2坝Adjuste暗d R-squ疤ared败0.98446罢7捌S.D拜. depen袄dent 案var岸0.94153懊0叭S.E. of耙 regres拔sion爱0.11734办3爸艾Akaike拌 info c板riterio班n瓣-1.2964案24跋Sum squ耙ared 佰resid斑0.20654绊0搬Sch傲warz cr笆iterion把-1.1480芭29胺Log lik肮elihood暗14.6678敖2伴奥Ha

38、nnan拔-Quinn 挨criter拌.把-1.2759爸62岸F-stati翱stic氨539.736熬4耙Dur扳bin-Wat碍son sta般t跋0.68665隘6盎Prob按(F-stat叭istic)埃0.00000拌0柏坝由上可知，模型柏为：班LNY拜=埃-20.520拔48柏+邦1.56422昂1 LNX巴2霸+搬1.76069澳5 LNX哎3暗对模型进行检巴验：胺1唉）俺可决系数是隘0.98629隘5艾，修正的可决系扒数为拔0.98446昂7胺，说明模型对样巴本拟合较好。盎2瓣）捌F安检验，般F=暗539.736八4懊耙 F疤（扒2,15斑）艾=4.77暗，回归方程显著班。

39、哀3伴）扳t哎检验，拜t熬统计量分别为败-3.7773氨63版，吧17.5778扒9氨，翱2.58122敖9岸，均大于办t翱（罢1跋5翱）靶=2.1般31芭，所以这些系数芭都是显著的。（3）板矮（白1白）式中的经济意坝义：工业增加盎1摆亿元，出口货物爸总额增加碍0.13547坝4颁亿元，人民币汇哎率增加摆1背，出口货物总额阿增加熬18.8534矮8扒亿元。霸安（按2癌）式中的经济意拜义：工业增加额疤每增加耙1%胺，出口货物总额爱增加癌1.56422芭1坝%熬，人民币汇率每埃增加半1%奥，出口货物总额碍增加矮1.76069笆5隘%3.3唉（巴1疤）稗对家庭书刊消费搬对家庭月平均收挨入和户主受教育

40、佰年数计量模型，叭由氨Eviews俺分析结果如下翱：靶Depende盎nt Vari碍able: Y耙Method:哎 Least 俺Squares伴Date: 1跋2/01/14氨 Time肮: 2绊0搬:30扳Sample:拌 1 18耙Include拜d obser摆vations昂: 18凹Variabl肮e安Coeffic敖ient办Std. Er败ror跋t-Stati熬stic鞍Prob.岸X搬0.08645阿0阿0.02936埃3板2.94418凹6扮0.0101按T爸52.3703搬1邦5.20216把7案10.0670拔2哎0.0000背C按-50.016按38斑49.46

41、02伴6板-1.0112板44摆0.3279阿R-squar耙ed爸0.95123疤5颁Mea霸n depen拔dent 半var懊755.122芭2叭Adjuste半d R-squ八ared巴0.94473隘2唉S.D瓣. depen埃dent 巴var哀258.720拌6稗S.E. of盎 regres阿sion碍60.8227哎3袄罢Akaike矮 info c百riterio败n碍11.2048傲2啊Sum squ傲ared 哀resid隘55491.0班7爱Sch爸warz cr办iterion艾11.3532扳1挨Log lik八elihood巴-97.843凹34颁版Hannan

42、爸-Quinn 爸criter搬.办11.2252班8把F-stati霸stic稗146.297白4瓣Dur搬bin-Wat斑son sta耙t班2.60578百3斑Prob矮(F-stat挨istic)稗0.00000傲0把邦模型为：奥Y = 柏0.08645盎0办X + 翱52.3703霸1隘T坝-50.016爸38靶对模型进行检皑验：捌1捌）捌可决系数是懊0.95123八5拔，修正的可决系隘数为挨0.94473版2捌，说明模型对样败本拟合较好。邦2皑）八F奥检验，袄F=唉539.736扳4暗 F矮（熬2,15奥）耙=4.77肮，回归方程显著办。碍3氨）坝t埃检验，绊t跋统计量分别为拜2.

43、94418爱6暗，佰10.0670把2艾，均大于拜t罢（斑15八）稗=2.131班，所以这些系数碍都是显著的。埃唉经济意义：家庭稗月平均收入增加半1盎元，家庭书刊年鞍消费支出增加阿0.08645斑0摆元，户主受教育案年数增加盎1拌年，家庭书刊年盎消费支出增加唉52.3703白1柏元。搬（爸2扮）用拜Eviews拜分析：颁Depende败nt Vari巴able: Y佰Method:翱 Least 邦Squares摆Date: 1斑2/01/14板 Time按: 22:30跋Sample:柏 1 18稗Include澳d obser挨vations半: 18把Variabl八e懊Coeffic鞍

44、ient肮Std. Er班ror巴t-Stati埃stic爱Prob.颁T蔼63.0167俺6叭4.54858凹1巴13.8541伴6碍0.0000挨C伴-11.581癌71板58.0229埃0氨-0.1996傲06袄0.8443拌R-squar佰ed伴0.92305挨4暗Mea扮n depen板dent 鞍var叭755.122阿2绊Adjuste靶d R-squ笆ared暗0.91824绊5八S.D搬. depen案dent 摆var矮258.720吧6搬S.E. of案 regres吧sion奥73.9756艾5罢败Akaike笆 info c瓣riterio拌n背11.5497鞍9傲S

45、um squ哎ared 挨resid坝87558.3邦6盎Sch邦warz cr绊iterion盎11.6487颁2袄Log lik背elihood鞍-101.94办81哎佰Hannan鞍-Quinn 般criter唉.柏11.5634版3安F-stati暗stic安191.937把7办Dur绊bin-Wat拜son sta稗t暗2.13404摆3把Prob昂(F-stat般istic)伴0.00000瓣0霸Depende败nt Vari颁able: X爱Method:疤 Least 颁Squares奥Date: 1案2/01/14隘 Time胺: 22:34俺Sample:隘 1 18阿In

46、clude盎d obser哀vations般: 18昂Variabl把e稗Coeffic胺ient班Std. Er扳ror板t-Stati败stic鞍Prob.阿T蔼123.151翱6艾31.8415唉0凹3.86764哀4暗0.0014艾C懊444.588背8鞍406.178哀6笆1.09456昂5邦0.2899肮R-squar埃ed靶0.48318班2翱Mea板n depen蔼dent 笆var安1942.93按3碍Adjuste昂d R-squ背ared哎0.45088哀1笆S.D霸. depen斑dent 背var碍698.832斑5凹S.E. of艾 regres蔼sion邦517.

47、852扳9傲瓣Akaike扮 info c皑riterio柏n拜15.4417背0扒Sum squ斑ared 斑resid岸4290746办.吧Sch拌warz cr罢iterion搬15.5406摆3哀Log lik瓣elihood癌-136.97埃53疤案Hannan澳-Quinn 半criter哎.佰15.4553班4伴F-stati搬stic澳14.9586碍7稗Dur奥bin-Wat疤son sta拜t昂1.05225扒1巴Prob背(F-stat搬istic)案0.00136敖4颁以上分别是罢y熬与鞍T碍，版X柏与搬T柏的一元回归模型分别是：翱Y = 63.熬01676T 安- 1

48、1.58拜17挨1氨X = 123板.1516T 捌+ 444.5哀88案8昂（傲3傲）蔼对残差进行模型邦分析，用半Eviews叭分析结果如下：邦Depende笆nt Vari埃able: E巴1奥Method:胺 Least 把Squares碍Date: 1坝2/0版3班/14 T暗ime: 2安0肮:39耙Sample:澳 1 18邦Include埃d obser鞍vations板: 18盎Variabl版e叭Coeffic吧ient扒Std. Er蔼ror俺t-Stati佰stic叭Prob.癌E2捌0.08645皑0拜0.02843佰1傲3.04074熬2稗0.0078巴C芭3.96E

49、-1隘4把13.8808翱3隘2.85E-1瓣5绊1.0000稗R-squar爸ed挨0.36623耙9笆Mea班n depen半dent 白var傲2.30E-1熬4阿Adjuste笆d R-squ安ared矮0.32662板9蔼S.D搬. depen鞍dent 疤var昂71.7669爱3稗S.E. of板 regres矮sion颁58.8913埃6暗跋Akaike拔 info c啊riterio肮n昂11.0937傲0柏Sum squ懊ared 八resid鞍55491.0癌7案Sch爱warz cr班iterion敖11.1926半4碍Log lik凹elihood败-97.843扮3

50、4班鞍Hannan伴-Quinn 哎criter白.阿11.1073搬5疤F-stati坝stic颁9.24611伴1斑Dur耙bin-Wat扳son sta啊t斑2.60578办3氨Prob搬(F-stat艾istic)懊0.00778扒8模型为：版E背1凹 = 0.08笆64佰50岸E氨2巴 + 3.9白6翱e-14邦参数：斜率系数瓣为唉0.08645瓣0矮，截距为败3.9澳6熬e-14柏（摆3板）隘由上可知，爸2扮与胺2办的系数是一样的拜。回归系数与被袄解释变量的残差巴系数是一样的，癌它们的变化规律懊是一致的。3.6板（巴1唉）癌预期的符号是埃X柏1傲，袄X埃2白,X阿3稗,X霸4皑,X

51、爸5搬的符号为正，扳X芭6案的符号为负背（败2肮）根据绊Eviews矮分析得到数据如哎下：背Depende懊nt Vari懊able: Y版Method:半 Least 啊Squares办Date: 1耙2/0癌4艾/14 T把ime: 1吧3拜:翱24芭Sample:袄 1994 2罢011版Include扮d obser肮vations靶: 18暗Variabl斑e绊Coeffic隘ient叭Std. Er八ror拔t-Stati背stic鞍Prob.盎X2岸0.00138爸2耙0.00110按2鞍1.25433捌0斑0.2336板X3暗0.00194矮2袄0.00396斑0板0.4905

52、0俺1摆0.6326啊X4案-3.5790般90白3.55994翱9拌-1.0053氨77跋0.3346疤X5隘0.00479坝1埃0.00503班4熬0.95167袄1翱0.3600隘X6岸0.04554昂2扳0.09555芭2盎0.47662熬1隘0.6422鞍C摆-13.777罢32坝15.7336爱6袄-0.8756皑59阿0.3984按R-squar昂ed罢0.99486八9矮Mea吧n depen鞍dent 白var白12.7666稗7案Adjuste邦d R-squ柏ared拜0.99273袄1靶S.D板. depen拜dent 捌var办9.74663哀1耙S.E. of拌 r

53、egres袄sion癌0.83096叭3半摆Akaike扒 info c阿riterio鞍n按2.72873澳8斑Sum squ扒ared 碍resid柏8.28599颁3班Sch背warz cr柏iterion白3.02552艾9爸Log lik矮elihood版-18.558敖65拜傲Hannan暗-Quinn 拌criter班.昂2.76966叭2瓣F-stati唉stic伴465.361盎7叭Dur背bin-Wat拔son sta碍t挨1.55329坝4摆Prob按(F-stat佰istic)伴0.00000艾0把瓣与预期不相符。评价：岸可决系数为捌0.99486凹9哎，数据相当大，熬

54、可以认为拟合程瓣度很好。八F傲检验，奥F=氨465.361岸7绊F暗（昂5.12伴）背=3,89唉，隘回归方程显著佰T澳检验，拔X罢1敖，巴X背2安,X扮3八,X伴4稗,X拌5肮，败X隘6 埃系数对应的坝t俺值分别为：蔼1.25433巴0凹，办0.49050袄1摆，扒-1.0053败77扳，哀0.95167碍1盎，巴0.47662罢1背，均小于把t把（斑12暗）按=2.179敖，所以所得系数背都是不显著的。般（般3佰）根据把Eviews把分析得到数据如捌下：哎Depende把nt Vari邦able: Y岸Method:把 Least 爱Squares蔼Date: 1翱2/03/14安 Tim

55、e艾:半 1拜1柏:班12隘Sample:昂 1994 2安011疤Include哀d obser瓣vations办: 18瓣Variabl澳e蔼Coeffic疤ient肮Std. Er背ror坝t-Stati吧stic袄Prob.懊X5佰0.00103耙2伴2.20E-0扮5凹46.7994霸6靶0.0000版X6暗-0.0549挨65拔0.03118安4啊-1.7625邦81凹0.0983把C奥4.20548熬1巴3.33560摆2斑1.26078胺6哎0.2266笆R-squar敖ed吧0.99360爸1案Mea绊n depen把dent 挨var熬12.7666唉7扒Adjuste吧d

56、 R-squ叭ared鞍0.99274叭8唉S.D跋. depen绊dent 拔var搬9.74663扮1办S.E. of版 regres昂sion拜0.83001八8扳拌Akaike哀 info c瓣riterio翱n般2.61627艾4袄Sum squ笆ared 爸resid般10.3339绊6唉Sch岸warz cr疤iterion碍2.76466绊9捌Log lik鞍elihood板-20.546叭46邦拜Hannan般-Quinn 隘criter癌.拌2.63673氨6挨F-stati俺stic百1164.56霸7挨Dur俺bin-Wat胺son sta绊t碍1.34188氨0爸Pr

57、ob敖(F-stat疤istic)邦0.00000班0扒叭得到模型的方程叭为：颁Y靶=安0.00103把2 X蔼5版-0.0549绊65 X唉6捌+班4.20548疤1评价：暗可决系数为斑0.99360坝1版，数据相当大，皑可以认为拟合程案度很好。把F吧检验，哀F=靶1164.56叭7搬F哎（蔼5.12隘）扳=3,89颁，回归方程显著阿T百检验，吧X熬5 扮系数对应的芭t绊值为邦46.7994叭6敖，大于昂t罢（邦12拔）办=2.179绊，所以系数是显佰著的，即人均熬GDP澳对年底存款余额跋有显著影响。邦 澳X败6 懊系数对应的蔼t按值为扳-1.7625唉81癌，小于俺t傲（搬12暗）凹=2.

58、179鞍，所以系数是不扮显著的。4.3八（霸1白）根据扒Eviews靶分析得到数据如按下：埃Depende蔼nt Vari靶able: L班NY颁Method:搬 Least 班Squares败Date: 1岸2/0扮5挨/14 扒Time: 1白1爱:39颁Sample:艾 1985 2按011扒Include懊d obser半vations瓣: 27按Variabl佰e暗Coeffic版ient埃Std. Er埃ror啊t-Stati败stic霸Prob.蔼LNGDP哎1.33853搬3熬0.08861矮0坝15.1058俺2半0.0000傲LNCPI翱-0.4217哀91绊0.23329

59、板5瓣-1.8079俺75翱0.0832办C绊-3.1114胺86白0.46301啊0摆-6.7201奥26熬0.0000唉R-squar扒ed按0.98805敖1癌Mea斑n depen稗dent 拜var埃9.48471爱0般Adjuste安d R-squ熬ared熬0.98705艾5笆S.D拌. depen吧dent 阿var哎1.42551板7阿S.E. of稗 regres把sion版0.16218半9办背Akaike斑 info c佰riterio哀n哀-0.6956白70肮Sum squ坝ared 白resid翱0.63132版6胺Sch坝warz cr爱iterion柏-0.5

60、516岸89板Log lik瓣elihood疤12.3915百5稗扒Hannan办-Quinn 拌criter搬.板-0.6528拌57版F-stati肮stic凹992.258胺2挨Dur柏bin-Wat扮son sta肮t爱0.52261昂3矮Prob爸(F-stat哀istic)叭0.00000艾0奥得到的模型方程百为：坝LNY拜=百1.33853碍3 LNGDP伴t般-0.4217把91 LNCP熬I佰t百-3.1114靶86（2）敖该模型的可决系熬数为皑0.98805蔼1摆，可决系数很高哎，扒F跋检验值为敖992.258把2半，办明显显著。但当翱碍=0.05俺时，懊t哀（白24绊）邦