计量课后题上机回归分析

...v.第4章练习8下表列出了某年中国局部省市城镇居民家庭平均每个全年可支配收入〔X〕与消费性支出〔Y〕的统计数据。地区可支配收入〔X〕消费性支出〔Y〕地区可支配收入〔X〕消费性支出〔Y〕北京10349.698493.49浙江9279.167020.22天津8140.506121.04山东6489.975022.00河北5661.164348.47河南4766.263830.71山西4724.113941.87湖北5524.544644.5XX5129.053927.75湖南6218.735218.79辽宁5357.794356.06广东9761.578016.91吉林4810.004020.87陕西5124.244276.67XX4912.883824.44甘肃4916.254126.47上海11718.018868.19青海5169.964185.73江苏6800.235323.18新疆5644.864422.93解:先作总体回归分析可知回归方程为:Y=272.3635389+0.7551249391*X一、异方差检验:1、图示检验法2、怀特检验所以拒绝原假设，说明模型存在异方差。3、G-Q检验:先将X按生序排列，去掉中间4个样本观测值，得两个容量为8的子样本，再分别作普通最小二乘法回归得样本1回归方程为：样本2回归方程为：计算F统计量：异方差的修订1、加乘最小二乘法由图12中的数据，得到模型的估计结果：可以看出，常数项的t统计量的值有了显著的改良。下面检验是否经加权的回归的模型已不存在异方差性。由上图中的数据，得到White统计量，其所对应的伴随概率为，因此在5%的显著性水平下，不能拒绝同方差的假设。2、异方差稳健性标准误方法可以看出，估计的参数与普通最小二乘法的结果一样，只是由于参数的标准差得到了修正，从而使得t检验值与普通最小二乘法的结果不同。二、序列相关性检验先做整体回归分析，得到1、D.W检验法由上表可知D.W=1.301684，接近于1，所以该模型存在一阶正相关。2、图示法3、LM检验法一阶残差检验P=0.3091<a=0.5,所以拒绝原假设，说明存在一阶序列相关性二阶残差检验P【resid(-1)】=0.3586<a=0.5,所以拒绝原假设，说明存在一阶序列相关性；P【resid(-2)】=0.8713>a=0.5,所以承受原假设，说明不存在二阶序列相关性。第4章练习10编号编号170080081006115018001876026501000100907120020002052039001200127308140022002201049501400142509155024002435051100160016930101500260026860备注：Y表示家庭消费支出，X1为可支配收入，X2表示个人财富。一、多重共线性检验首先用最小二乘法估计模型Y=0.5684245399*X1-0.6*X2+245.5157901t=0.793781-0.0829753.531408p=0.43540.93620.0096=0.962099修正后的=0.951270，x2没有通过检验，所以认为解释变量间存在多重共线性逐步回归在初始模型中引入 x2,得到回归结果是可以看出，修正后的变化不大，拟合优度稍有所提高，但x2没有通过t检验，所以模型中x2是多余的。因此最终的函数应是y关于x1的函数，拟合结果是：Y=0.5090909091*X1+244.5454545T=(14.24317)(3.812791)P=(0.0000)(0.0051)=0.962061,修正后的=0.957319二、随机解释变量问题用工具变量法用工具变量估计的回归方程是：Y=0.5291666667*X1+203.0555556t=(12.48486)(2.55