計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)自相關(guān)性檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)自相關(guān)性檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：自相關(guān)性檢驗(yàn)商品進(jìn)口主要由gdp決定。為了考察gdp對(duì)商品進(jìn)口的影響，可使用如下模型：y=；其中，x表示gdp，y表示商品進(jìn)口。下表列出了中國(guó)1981-2000商品進(jìn)口和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。年份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值gdp(億元) y商品進(jìn)口m(億美元) x年份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值gdp(億元)商品進(jìn)口m(億美元19814862.4220.2199121617.8637.919825294.7192.9199226638.1805.919835934.5213.9199334634.41039.619847171.0274.1199446759.41156.11985

2、8964.4422.5199558478.11320.8198610202.2429.1199667884.61388.3198711962.5432.1199774462.61423.7198814928.3552.7199878345.21402.4198916909.2591.4199982067.51657.0199018547.9533.5200089442.22250.9資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1、 估計(jì)回歸方程ols法的估計(jì)結(jié)果如下：y=-8352.304+50.28935x（-2.838588）（17.36553）r=0.943673，=0.940544，se=7263.295，

3、d.w.=0.870122。二、進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)（1）圖示檢驗(yàn)法 通過(guò)殘差與殘差滯后一期的散點(diǎn)圖可以判斷，隨機(jī)干擾項(xiàng)存在不存在序列相關(guān)性。（2）回歸檢驗(yàn)法一階回歸檢驗(yàn) =0.583346e+二階回歸檢驗(yàn)=1.444793e1.172908e+可見(jiàn)：該模型存在二階序列相關(guān)。（3）杜賓-瓦森（d.w）檢驗(yàn)法由ols法的估計(jì)結(jié)果知：d.w.=0.870122。本例中，在5%的顯著性水平下，解釋變量個(gè)數(shù)為2，樣本容量為20，查表得d=1.284，d=1.567,而d.w.=0.870122，小于下限d=1.284，所以存在自相關(guān)性。（4） 拉格朗日乘數(shù)（lm）檢驗(yàn)法由上表可知：含二階滯后殘差項(xiàng)的輔助

4、回歸為：=668.0079-1.592283x+1.502666e1.145731e (0.357417) (-0.822879) (5.825633) (-4.289558)r=0.679813于是，lm=18×0.679813=12.236634，該值大于顯著性水平為5%，自由度為2的的臨界值=5.991，由此判斷原模型存在2階序列相關(guān)性。三、序列相關(guān)的補(bǔ)救（1）廣義差分法估計(jì)模型由d.w.=0.870122，得到一階自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值=1-dw/2=0.564939則dy=y-0.564939*y(-1)， dx=x-0.564939*x(-1)；以dy為因變量，dx為解釋變量，用ols法做回歸模型，這樣就生成了經(jīng)過(guò)廣義差分后的模型。由上表知d.w.=0.762768，在5%的顯著性水平下，解釋變量個(gè)數(shù)為2，樣本容量為20，查表得d=1.20，d=1.41,而d.w.=0.762768，小于下限d=1.20，可知模型經(jīng)過(guò)廣義差分后存在自相關(guān)。 （2）科克倫-奧科特法估計(jì)模型由上表知d.w.=0.298856，在5%的顯著性水平下，解釋變量個(gè)數(shù)