.S回歸：lsy1cx1又因為8582884.55t=Yt(-3.01)2884.55R20.7492,d0.91170.86240+1=27,k=1,給定顯著性水平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:1.47；d=0.4285<d1.比較。S回歸：lsy1cx1又因為8582884.55t=Yt(-3.01)2884.55R20.7492,d0.91170.86240+1=27,k=1,給定顯著性水平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:1.47；d=0.4285<d1.比較。17．表10-7給出的1980~2006年間股票價格和GDP的數(shù)據(jù)。A．估計OLS回歸：=B1LUL13.為了研究制造業(yè)增加值中生產(chǎn)工人份額即勞動力份額的變化，根據(jù)1949~1964年間美國模型A：Y模型B：Y解：A中n=1964-1949+1=16,k=1,顯著性水平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:LUUU第二階段，利用從第一階段中獲得的ρ對數(shù)據(jù)變換，并估計廣義差分方程。利用德賓兩.分方程。利用德賓兩階段法估計第七章討論的美國進口支出數(shù)據(jù)（表3-7），并將得到的結(jié)果與初始回歸結(jié)果做+B2++ut解：回歸結(jié)果為：Y2015.2200.772295Xtt=(-6.58)(19.52)以ut=b2*t^2+vt;其中t^2影響y即就是ut影響y；A模型的函數(shù)形式設(shè)定不正確引起序列相關(guān)分方程。利用德賓兩階段法估計第七章討論的美國進口支出數(shù)據(jù)（表3-7），并將得到的結(jié)果與初始回歸結(jié)果做+B2++ut解：回歸結(jié)果為：Y2015.2200.772295Xtt=(-6.58)(19.52)以ut=b2*t^2+vt;其中t^2影響y即就是ut影響y；A模型的函數(shù)形式設(shè)定不正確引起序列相關(guān)UL217．表10-7給出的1980~2006年間股票價格和GDP的數(shù)據(jù)。A．估計OLS回歸：=B1+B2++uttdLd2可以檢驗一階自相關(guān)性，還可以檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定是否正確。14.德賓兩階段法估計ρ。廣義差分方程寫成如下等)1X2t2.4852X2tXt;所以在軟件上做回歸：lsycy(-1)xx(-1)t1Y色模型中t8582884.55t=Yt(-3.01)2884.55R20.7492,d0.91170.8624平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:d1.10,d1.37，因為d=0.8252<d1.10,所以模型A可以檢驗一階自相關(guān)性，還可以檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定是否正確。14.德賓兩階段法估計ρ。廣義差分方程寫成如下等)1X2t2.4852X2tXt;所以在軟件上做回歸：lsycy(-1)xx(-1)t1Y色模型中t8582884.55t=Yt(-3.01)2884.55R20.7492,d0.91170.8624平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:d1.10,d1.37，因為d=0.8252<d1.10,所以模型A1YYXXYY0.7858YXX0.7858XtYtYX113)7.628376Prob.Chi-Square(1)0.00520.0057Breusch-Go性。C．這個例子告訴我們在自相關(guān)的檢驗中，d統(tǒng)計量有哪些用途？解：d統(tǒng)計量檢驗（杜賓-瓦森檢驗）不僅）將（3）代入得：Yt1YtX12t1Y(1);（2）t1t(3);因為：3)7.628376Prob.Chi-Square(1)0.00520.0057Breusch-Go性。C．這個例子告訴我們在自相關(guān)的檢驗中，d統(tǒng)計量有哪些用途？解：d統(tǒng)計量檢驗（杜賓-瓦森檢驗）不僅）將（3）代入得：Yt1YtX12t1Y(1);（2）t1t(3);因為：Y得：Y(11662.4532所以模型中存在一階正自相關(guān)。C．如果存在，用d值估計自相關(guān)參數(shù)ρ。d2D．利用估計的ρ對數(shù)據(jù)變換YXX0.7689Xt方程。利用一階差分方法將模型變換成-1=B2（-1）+vt的形式，并對變換后的模型進YYXXt981518Prob.F(1,24)6.718881Prob.Chi-Square(1)0.006326Xt○2包括第一個觀測值：YtXt12(Y)455.3987112(X)1725.25191回歸R20.9384,d0.4285B．根據(jù)d統(tǒng)計量判定數(shù)據(jù)中是否存在一階自相關(guān)dLn=2006-198981518Prob.F(1,24)6.718881Prob.Chi-Square(1)0.006326Xt○2包括第一個觀測值：YtXt12(Y)455.3987112(X)1725.25191回歸R20.9384,d0.4285B．根據(jù)d統(tǒng)計量判定數(shù)據(jù)中是否存在一階自相關(guān)dLn=2006-198是否有序列相關(guān)的趨勢。（3）LM檢驗：Breusch-GodfreySerialCorrelatiott比較。17．表10-7給出的1980~2006年間股票價格和GDP的數(shù)據(jù)。比較。17．表10-7給出的1980~2006年間股票價格和GDP的數(shù)據(jù)。A．估計OLS回歸：=B18582884.55t=Yt(-3.01)2884.55R20.7492,d0.91170.8624)1X2t2.4852X2tXt;所以在軟件上做回歸：lsycy(-1)xx(-1)t1Y色模型中t0+1=27,k=1,給定顯著性水平位5%的d統(tǒng)計量臨界值查表得:1.47；d=0.4285<d1.~Ytt從上述結(jié)果可以看出修正后的模型是否包含首項都存在自相關(guān)性，模型中對p的估計檢驗方法:（1）DW檢驗，如上題；~e~（3）LM檢驗： ，模型中對p的估計過于粗略；檢驗方法:，模型中對p的估計過于粗略；檢驗方法:（1）DW檢驗，如上題；（2）自回歸檢驗命令：dataR0R1在，則前者存在序列相關(guān)的原因是什么？解：模型A：Yb0b1tut；模型B：b0b1tb2t2vt;所性。C．這個例子告訴我們在自相關(guān)的檢驗中，d統(tǒng)計量有哪些用途？解：d統(tǒng)計量檢驗（杜賓-瓦森檢驗）不僅0.0095從上述P值均小于0.05得在顯著性水平5%時均存在序列相關(guān)性。還應(yīng)檢驗二階直到不再具有第 ）將（3）代入得：Yt1YtX12t1Y(1);（）將（3）代入得：Yt1YtX12t1Y(1);（2）t1t(3);因為：Y得：Y(11662.45結(jié)果為：Y641.57260.8669Xtt=(-3.13)E．重復(fù)b，根據(jù)形如etρet-1方程。ared8.511483Prob.F(1,24)7.068580Prob.Chi-Square(1).7858*x(-1)回歸結(jié)果為：Y617.87090.862426Xt11617.870910.7dfreySerialCorrelationLMTest: F-statisticObs*R-squ利用一階差分方法將模型變換成-1=B2（-1）+vt的形式，并對變換后的模型進行估計。解：回歸結(jié)果為價形式：=B1(1-ρ)+B2-ρB2Xt-1+ρ.7858*x(-1)回歸結(jié)果為：Y617.87090.862426Xt11617.870910.7dfreySerialCorrelationLMTest: F-statisticObs*R-squ利用一階差分方法將模型變換成-1=B2（-1）+vt的形式，并對變換后的模型進行估計。解：回歸結(jié)果為價形式：=B1(1-ρ)+B2-ρB2Xt-1+ρYt-1+vt第一階段，德賓建議以Y作為應(yīng)變量，、X1Y設(shè)定5％的顯著性水平，檢驗說明存在序列相關(guān)YtYYtX;（2