1、實(shí)驗(yàn)作業(yè)4 異方差性的檢驗(yàn)和修正觀測值cumtinc11943.4817652.952998.0112638.553772.349107.094604.358913.915755.519136.796744.029107.557733.58690.628596.978272.5191983.7218645.03101050.8812318.57112097.4116293.7712676.868470.68131048.7112321.3114567.528619.6615902.3210744.7916636.578667.9717649.878785.9418801.279523.9719

2、2333.0514769.9420703.399286.721728.298123.9422929.9210243.4623827.668385.9624625.448151.1325930.599265.9261309.959431.1827630.168272.0228638.638086.8229691.258057.8530705.698093.6431757.097990.15（1） 利用上述數(shù)據(jù)，對方程（4.3）進(jìn)行回歸，并分析回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義。用Eviews錄入數(shù)據(jù)得估計結(jié)果為：Y=-563.5647+0.Xi (134.5313) (0.)t = (-4.) (11.6731

3、1)R2=0. R2=0. F=136.2615 df=29經(jīng)濟(jì)意義： 人均可支配收入每增加一個單位，人均交通和通訊支出增加0.個單位（2） 利用圖形法、Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程（4.3）的異方差。圖形法： 由散點(diǎn)圖可以看出，殘差平方 E2對解釋變量 X 的散點(diǎn)圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方 E2 隨 X 的變動呈增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn) 圖1-1 圖1-2下面求 F 統(tǒng)計量值?；趫D1-1 和圖1-2 中殘差平方和的數(shù)據(jù)，即 Sum s

4、quared resid 的值。由圖1-1 計算得到的殘差平方和為 51931.29 ，由圖 1-2 計算得到的殘差平方和為.3，根據(jù) Goldfeld-Quanadt 檢驗(yàn)，F(xiàn) 統(tǒng)計量為.3/51931.29=17.8629判斷：在 =0.05 下，在式中分子、分母的自由度均為9，查F 分布表得臨界值為 F0.05(9,9) =3.18 ，因?yàn)?F=17.86293.18 ，所以拒絕原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在異方差White異方差檢驗(yàn)根據(jù) White 統(tǒng)計量的分析： 從圖可以看出， nR2= 7. ，由 White 檢驗(yàn)知，在=0.05下，查 x2 分布表,得臨界值 x2 0.05(2)= 5.9915比較計算的 x2 統(tǒng)計量與臨界值，因?yàn)?nR2= 7.5.9915所以拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明模型存在異方差。 根據(jù) White 統(tǒng)計量所對應(yīng) p 值的分析： 給定顯著性水平=0.05 ，因?yàn)镻robability（White）=0.01970.05所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。（3）修正異方差。圖的估計結(jié)果如下Y=-456.3893+0.X(181.4656) (0.)t= (-2.) (6.)R2=0. R2=0. F=45.06478 df=29可以看出運(yùn)用加權(quán)小二乘法消除了異方差性