自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正

1、實(shí)驗(yàn)2 自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆兆韵嚓P(guān)模型的檢驗(yàn)方法與處理方法.。二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容及要求：表1列出了19852007年中國農(nóng)村居民人均純收入與人均消費(fèi)性支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。（1）利用OLS法建立中國農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均純收入的線性模型。（2）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)。（3）如果存在自相關(guān)，試采用適當(dāng)?shù)姆椒右韵?。? 19852007年中國農(nóng)村居民人均純收入與人均消費(fèi)性支出(單位：元)年份全年人均純收入全年人均消費(fèi)性支出消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（現(xiàn)價(jià)）（現(xiàn)價(jià)）（1985=100）1985397.6317.421001986423.8357106.11987462.6398.3112.71988

2、544.9476.7132.41989601.5535.4157.91990686.3584.63165.11991708.6619.8168.91992784659.8176.81993921.6769.7201199412211016.8124819951577.71310.36291.419961923.11572.1314.419972090.11617.15322.3199821621590.33319.119992214.31577.42314.320002253.4167031420012366.41741316.520022475.61834315.220032622.2419

3、43.3320.220042936.42185335.620053254.932555343200635872829348.1200741403224366.9實(shí)驗(yàn)如下：首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，將全年人均純收入和全年人均消費(fèi)性支出相應(yīng)調(diào)整為全年實(shí)際人均純收入和全年實(shí)際人均消費(fèi)性支出。圖11、用OLS估計(jì)法估計(jì)參數(shù)圖2圖3圖形分析：圖4從圖4中可以看出，中國農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均純收入存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。估計(jì)回歸方程：從圖3中可以得出，估計(jì)回歸方程為：Y=56.21878+0.698928Xt=(3.864210)(31.99973)R2=0.979904 F=1023.983 D.W.=

4、0.4099032.自相關(guān)檢驗(yàn)（1）圖示法圖5從圖5中，可以看出殘差的變化有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正或連續(xù)為負(fù)，表示殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)。（2）DW檢驗(yàn)從圖3中可以得到D.W.=0.409903，在顯著水平去5%，n=23，k=2，dL=1.26, dU=1.44。此時(shí)0D.W. dL，表明存在正自相關(guān)。（3）B-G檢驗(yàn)圖6從圖6中可得到，nR2=14.90587，臨界概率 P=0.0006，因此輔助回歸模型是顯著的，即存在自相關(guān)性。又因?yàn)?， et-1，et-2的回歸系數(shù)均顯著地不為 03.自相關(guān)的修正使用廣義差分法對(duì)自相關(guān)進(jìn)行修正：圖7對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：Yt-0.815024Yt-1=1（1-0.815024）+2（Xt -0.815024Xt-1）+ut對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸：圖8從圖8中可以得出此時(shí)的D.W.=1.324681，在取顯著水平為5%，n=23，k=2，dL=1.26, dU=1.44，模型中dLDWdU，此時(shí)不能確定是否存在自相關(guān)。在廣義差分法無法完成修正的情況下，現(xiàn)建立對(duì)對(duì)數(shù)模型：圖9對(duì)雙對(duì)數(shù)模型進(jìn)行調(diào)整：圖10圖11從圖11中可以得出此時(shí)的D.W.=1.985950，在取顯著水平為5%，n=23，k=2，