計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)龐皓3版練習(xí)題4參考解答要點(diǎn)

1、4.4在本章開(kāi)始的“引子”提出的“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加會(huì)減少財(cái)政收入嗎？ ”的例子中，如果所采用的數(shù)據(jù)如表4.11所示表4.111978-2011年財(cái)政收入及其影響因素?cái)?shù)據(jù)年份財(cái)政U入（億 元）CZSR財(cái)政支出（億元）CZZC國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn) 價(jià)，億元）GDP稅收總額（億元）SSZE19781132.301122.093645.22519.2819791146.401281.794062.58537.8219801159.901228.834545.62571.719811175.801138.414891.56629.8919821212.301229.985323.35700.02198313

2、67.001409.525962.65775.5919841642.901701.027208.05947.3519852004.802004.259016.042040.7919862122.002204.9110275.182090.7319872199.402262.1812058.622140.3619882357.202491.2115042.822390.4719892664.902823.7816992.322727.419902937.103083.5918667.822821.8619913149.483386.6221781.502990.1719923483.373742

3、.226923.483296.9119934348.954642.335333.924255.319945218.105792.6248197.865126.8819956242.206823.7260793.736038.0419967407.997937.5571176.596909.8219978651.149233.5678973.038234.0419989875.9510798.1884402.289262.8199911444.0813187.6789677.0510682.58200013395.2315886.599214.5512581.51200116386.041890

4、2.58109655.1715301.38200218903.6422053.15120332.6917636.45200321715.2524649.95135822.7620017.31200426396.4728486.89159878.3424165.68200531649.2933930.28184937.3728778.54200638760.240422.73216314.4334804.35200751321.7849781.35265810.3145621.97200861330.3562592.66314045.4354223.79200968518.376299.9334

5、0902.8159521.59201083101.5189874.16401512.8073210.792011103874.43109247.79472881.5689738.39（資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008,中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社2008年版）試分析：為什么會(huì)出現(xiàn)本章開(kāi)始時(shí)所得到的異常結(jié)果？怎樣解決所出現(xiàn)的問(wèn)題?【練習(xí)題4.4參考解答】建議學(xué)生自己獨(dú)立完成由于模型存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性，導(dǎo)致模型的回歸系數(shù)不穩(wěn)定，且回歸系數(shù)的符號(hào) 與相關(guān)圖的分析不一致。一、財(cái)政收入理論模型建立由經(jīng)濟(jì)理論可知，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是財(cái)政收入的來(lái)源，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高或者經(jīng)濟(jì)總量越大的地區(qū)，財(cái)政收入就越有充足的來(lái)源

6、，一般地衡量一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平我們 采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映， 故國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是影響財(cái)政收入的一個(gè)因素；稅收是財(cái)政收入的主要形式，稅收規(guī)模越大，財(cái)政收入越多，稅收收入是影響財(cái)政收入的一個(gè)重要因素；由以支 定收財(cái)政理論可知，財(cái)政支出是政府為提供公共產(chǎn)品和服務(wù)，滿(mǎn)足社會(huì)共同需要而進(jìn)行的財(cái)政資金的支付，財(cái)政支出水平越高，政府提供公共產(chǎn)品與服務(wù)越多，需要的財(cái)政收入也越多，從這一角度而言，財(cái)政支出也是影響財(cái)政收入的一個(gè)因素。下列的相關(guān)圖分析也說(shuō)明了這一點(diǎn)。利用eviews軟件分別輸入相關(guān)圖命令：scat czzc czsrscat gdp czsrscat ssze czsr得財(cái)政支出與財(cái)政收入、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總

7、值與財(cái)政收入、稅收收入與財(cái)政收入的相關(guān)圖,如圖一所示:圖一變量之間的相關(guān)圖由相關(guān)圖可知，財(cái)政支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入分別與財(cái)政收入之間呈現(xiàn)出一種正的 線(xiàn)性關(guān)系，綜上所述，初步將財(cái)政收入理論模型定為線(xiàn)性回歸模型：czsrt = 1+ 2czzct3GDPt： 4sszq ut其中，czsr表示財(cái)政收入、czzc表示財(cái)政支出、GDP表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、ssze示稅收收入、u表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)二、數(shù)據(jù)收集和處理相關(guān)變量的數(shù)據(jù)均來(lái)源于2012年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒三、模型估計(jì)在預(yù)設(shè)模型滿(mǎn)足基本假定的前提條件下，我們運(yùn)用最小二乘法估計(jì)回歸模型，eviews軟件估計(jì)回歸模型的命令為L(zhǎng)s cszr c czzc gd

8、p ssze得到回歸模型估計(jì)結(jié)果，如圖二所示Ot?pt?r I-d tr rut VttrittUI t?.匚二工StR tVl &t hi o cl_ Lesisit S ci j .a re &Dote: I /OlS/l -4 Tirrii: 05:3SJample: 1 NUI 1J n 11 j rd efl rbhKRiMt ini-h - 之7G o lAffi o 1 Ek litStidi. Errorl-STaitist ioProibi.-221 esao130.6S32!-1 SQeossO. 1 030CI.Q9O-I 140.0-43(512.031 H39口口&4

9、 口-U.CINeULCII0占U匕目-金日日3口印bU.QQUU1 t 7nnA4n mo im 9門(mén)口了1n oonn-E ; QIJRs*n口舒kOO . 999B3BKTCGfind-3 94.H4 與51 4sen2eMi sin cJependent var S. D. dupuinidl匚nt vor Akaike ifiifo crkteriori 臺(tái)廠(chǎng)tiwarh r.i-it ptrinn 產(chǎn)一臺(tái) ialiotic； p ro匕(尸-尋才i st i 6石了2as 7 3raL 4烏1 4. ZU/UZ 1 A門(mén)門(mén)口口后 與三三一口三 O OOODOO圖二財(cái)政收入三元線(xiàn)性回

10、歸模型 1根據(jù)圖二數(shù)據(jù)，財(cái)政收入三元線(xiàn)性回歸模型可用標(biāo)準(zhǔn)報(bào)告形式表示為：czsr? =-221.8540 +0.0901czzct - 0.0253GDPt +l.1769ssze (模型 1)(0.0444)(0.0051)(0.0622)T=(2.0311)(-4.9980)(18.9327)22R =0.9999 R =0.9998F=53493.93DW=1.4581四、模型檢驗(yàn)1、經(jīng)濟(jì)意義及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)由圖二及報(bào)告形式，可以看出盡管模型判定系數(shù)R2高達(dá)0.9999,非常接近于1,模型擬合程度很高； F統(tǒng)計(jì)量值達(dá)53493.93 ,其伴隨概率接近于 0,模型整體明顯顯著；回歸系數(shù) 的精確顯

11、著性水平均小于 0.05;財(cái)政支出cczc和稅收總額ssze1勺回歸系數(shù)為正數(shù)，與理論分析相吻合，但GDP的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明在其他解釋變量不變的情況下，GDP每增長(zhǎng)一億元，財(cái)政收入將減少0.0341億元，這與前述的理論分析不吻合，也與相關(guān)圖的分析不一致。這說(shuō)明模型可能存在多重共線(xiàn)性，為此，我們進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)。2、多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)首先進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)本金驗(yàn),輸入命令：cor czsr czzc gdp ssze ,得到變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣表，如表一所示：表一變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣表EVievs -Group: GR0UP02Tcirkf lie: 44111 File Edi t Obj

12、ects Vi ew Pr oce quick Oti oils ff indow Help| Pho4五 | 口bject, | Parint | Mse | Fr 2用工且 |Sarap11 | Sheeit | Spec |CZSRCZZCGDPSSZECZSRi.oaoooa0.9987290.99283B0.999832CZZC0 9987291 0000000.9925360 998575GDP0.9923360 992636L0000000.994370SSZE0.9993320 99S5750.9943701.000000由簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣表可以看出，解釋變量（財(cái)政支出、國(guó)內(nèi)生

13、產(chǎn)總值、稅收總額）之間的相關(guān)系數(shù)至少0.9925,大于0.8,表明模型存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性；但簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)僅能檢驗(yàn)兩個(gè)變量的相關(guān)程度，而本例解釋變量有三個(gè)，為了更好 地了解多重共線(xiàn)性的性質(zhì)，需要建立輔助回歸模型和計(jì)算方差膨脹因子來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投嘀毓簿€(xiàn) 性，為此，分別建立每個(gè)解釋變量對(duì)其他解釋變量的輔助回歸模型，即czzct = - 0i +Q】iiGDPt + 二2isszet 、igdpt = ：-02 .二 12czzct 二匚22sszasszet = ： 03 :czzct .1 23 gdpt i利用eviews軟件分別運(yùn)用最小二乘法估計(jì)輔助回歸模型，依次輸入命令：ls czzc c g

14、dp ssze ls gdp c czzc sszels ssze c czzc gdp得到輔助回歸模型估計(jì)結(jié)果，如圖三、圖四、圖五所示:白門(mén)洋匕gC：oefnciint Std. ErrorPratrcor3SJEE-n nnn4.nm 1 . 26058x1占!JU.Ntl/U-CJ.4./UyUUn-no. i 工其了giio. 1 口zzmmU-ETJ/tS n 7,門(mén)口 O.DOOOR s iq u oi r e= dAdjusts al R-squairedlS E,口千 m0廠(chǎng)口占HiicnS u rrii -3 C| ui r d r eSi iJ Loa |iile：|iho

15、od匚|_|匕n-W口t = 口natO . 99163 U.日日匕七INN lliEJNR仁曰三三三:3 mmmI .三丁8口口才卜門(mén)unn de pc?niidcnt wnrS. D. depenclent vsr ikiniifin cirit nsrii-mnMcJhwEr 衛(wèi) Crit* th Ci HiF-sttistio口口匕產(chǎn) st Ljtisit i vz)2456.2223 之日3之7日了 PF PCM口耳 1 7r 一日了 W口 N 4225 G9S o.ooaooo1 V0 一 工 A CflUCkX I O XT4 4 圖三czzc對(duì)其他解釋變量輔助回歸模型估計(jì)結(jié)果D

16、epyndent Vari able: GDP fVIethodl: Least Squares Date: 11/06/14 Timer 10:04 Sample: 1 985 201 1 Included observations: 27VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.C CZC SSZE1B3B5 22-O 64G362 6.1213S436B7 B76& SB531 41 761 335-0.3627512.169215 2.62192S 00000.72000.0094R-squaredO 988333Mean depe

17、ndent var126639 6Adjusted R-squared0.987902SD. d白p日nd日nt var129265.4S. E. of re q re s s i o n14216 02Akm i k w info c nte rion22 OSESSSum squared resid4.35E 4439Schwarz criterion22.21083Log likelihood-294.9024F-statistiic1 062.568D urb in-Wat sc n st at0.1 005501Pro b(F-st aijstic)O OODOOO圖四gdp對(duì)其他解

18、釋變量輔助回歸模型估計(jì)結(jié)果Deperideint V日ri曰匕 1白：SSZIEIvlethodl: l_e1O82O 15.50419 7536.56 0.000000圖六財(cái)政收入czsr與稅收總額ssze-元基本回歸模型估計(jì)結(jié)果根據(jù)圖六數(shù)據(jù)，財(cái)政收入一元線(xiàn)性回歸模型可用標(biāo)準(zhǔn)報(bào)告形式表示為:czs? =-734.7687 +1.1514ssze (模型 2)(131.1949)(0.0042)T= (-5.6006)(273.1237)22_R =0.9997 R =0.9997F=74596.56DW=0.8999由圖六及報(bào)告形式，可以看出模型判定系數(shù)R2高達(dá)0.9997,非常接近于1,模

19、型擬合程度很高；回歸系數(shù)的精確顯著性水平接近于0; ssze勺回歸系數(shù)為正數(shù)，表明在其他解釋變量不變的情況下，ssze增長(zhǎng)一億元，財(cái)政收入平均將增加1.1514億元，這與前述的理論分析吻合。在此基礎(chǔ)上，我們分別引入國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出，建立財(cái)政收入二元的回歸模型，即czsrt = ：12+ : 22GDPt: 32ssz6t utczsrt = P13+ P23czzct + P33ssze +ut利用eviews軟件運(yùn)用最小二乘法估計(jì)分別估計(jì)上述二元回歸模型，分別依次輸入命 令：Is czsr c ssze gdpIs czsr c ssze czzc得到財(cái)政收入czsr與稅收總額ssza

20、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的二元基本回歸模型估計(jì)結(jié)果如圖七 EQ34 ,財(cái)政收入czsr與稅收總額ssze、財(cái)政支出czzc的二元基本回歸模型估計(jì)結(jié)果如圖八 EQ35Dependent Varnable: CiSRMethod- L日司耳t SquaresDsite_ 1 1706/1 4 Time: 11:58Sample: 1985 201 1Included qihmarvwti口n與“ 2ZVarn-ableCoettiGiiBritStd. ErrorP ro b.C-247.5609138.2470-1 .7907140.0860SSZE1 290500n 0288344 Z538Bo oooo

21、GDPO 刃了金O 0001R- squared0.999831Mean de pendoriit var22572.5SAdjust&d R-equaired 999817S. D. dependent var27739.49S. E of regression375 3395Akaike info c rite ri on14 797981 4 9419BSum squared resid3381 1 14Sc hwarz c rite ri onLog likelihood-1 96.7727F-statistic70993.45Durbin-Wat son 石司t1 .668678P

22、r b (F - s t a h s t ic)o.ooocoo圖七財(cái)政收入czsr與稅收總額ssze國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的二元回歸模型估計(jì)結(jié)果Dependent /ariable- CZSRMethodl: l_e3-st Squares Date 1 1 /O6/1 4 Tims: 1 1 :59Sampler 1 9日與 201 IIncluded db與日rvaili口n石; 27VariableCoefficientBtd. Errort-Statiist icProb.C SS2ZB CZZC-687 61671 02191臼O. ICG-189129 4806 O O7S1B1 0.06

23、2500-5 3105791 3.4 1GS11 .7O21196O OOOO 0.0000 O 1016R-squaiedAdjusted R-quared S. E. of regression Sum is-qucired res i d L。g Hi k y 1 i h e o d D4jthin-WstSon stat .AAAZO-l 0.999676 499 1917 S9SOB1 5.-204 4720 OJS1O86Mean dependent var S. D. dperideriL var Akaike info criterion Schwsirz c riterion

24、P rob (F -st at i stic)27739-49 15 36830 16.612N 日40130.62 OCOOOO圖八 財(cái)政收入czsr與稅收總額ssze財(cái)政支出czzc的二元回歸模型估計(jì)結(jié)果 由圖七和圖八可以看出，盡管兩個(gè)二元模型其判定系數(shù)均高達(dá)0.999以上，非常接近于，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值很大，其伴隨概率均接近于0,但這兩個(gè)二元模型在經(jīng)濟(jì)意義和T檢驗(yàn)中存在一定問(wèn)題，引入國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的二元回歸模型EQ34如圖七所示，其回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，經(jīng)濟(jì)意義不合理，而引入財(cái)政支出czzc的二元回歸模型EQ35如圖八所示，其T檢驗(yàn)在顯著性水平0.05和0.1下均沒(méi)有通過(guò)。可見(jiàn)，財(cái)政收入的兩個(gè)二元模型均

25、沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。為什么沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)？由于模型變量為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，模型可能存在自相關(guān)。進(jìn)一步地我們檢驗(yàn)財(cái)政收入二元模型的自相關(guān)性，對(duì)樣本數(shù)n為27,解釋變量個(gè)數(shù)k為2,若給定的顯著性水平 a =0.05 ,查德賓-沃森d統(tǒng)計(jì)量表得九=1.240, du=1.556,而財(cái)政收 入czsr與稅收總額ssze國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的二元回歸模型EQ34如圖七所示，dU其D慚計(jì)量值=1.668678ii E= t xVi HW Procs Qu 工 uk OL i電工 kJeiw MaLpYi Ek I Fi-dum | 口b j eu+ m | Fi-int. | Hy ee- j：，e | Em i |

26、 For euaiwf. | 5七.七.| Hemi. d.= |DHipridGrnt XsirisibIh . C2SRIvlethodl: l_ea-&t SquaresDate- 1 1 /ns/1 4 Time: 128Saririple; 1 985 2011Inc lu dec! olbse rvatioins: 2了Corivergrnce achifived ftRr 7 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatiisticProb.C-1061 .02345B,5071-2.3OB156 .03SSZ：E1 .O1O1 1

27、4O 0611 6.4O1A40.0000CZZCO 127693O 0500562 55103O 0179O.f5SSi4430.1 日 日03,75342E?0.0011R-squ aired0.999610Mean d白p白門(mén)id白口l22672 66Adjusted R-squared /gmm7r 目與S. D. depend ent var2773S.49三 of reef res sian406 O2BAkalike info criterion1 4.38SS2Sum gqun白lrsid3798755SchwarZ erituriurt15.18060l_og likelih

28、ood- I E1S.34SOF-i&tatis.tic40369.40Di.jrhin-Watsan statNCIR-NProb (F - stat i Stic) nnooonInvented AR Root-B.GS圖九 財(cái)政收入czsr與稅收總額ssze、財(cái)政支出czzc的二元回歸模型廣義差分法估計(jì)結(jié)果根據(jù)圖九可得廣義差分法估計(jì)的財(cái)政收入二元回歸模型，其標(biāo)準(zhǔn)報(bào)告形式表示為：czs? = 1061 .029 +1.0101sszet + 0.1277 czzct + AR=0.6895 (模型 3)(459.6871 )(0.06159)(0.0501)(3.7334 )T= (-2.

29、3082)(16.4019)(2.5510)2=2R =0.9999 R =0.9998F=40369.48DW=2.0274調(diào)整后模型經(jīng)濟(jì)意義合理，調(diào)整的可決系數(shù) R2比模型2有所改善，達(dá)0.9988 ,接近于1,表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好；F統(tǒng)計(jì)量為40369.48,其伴隨概率為0.000000 ,接近于零，表明稅收總額和財(cái)政支出共同對(duì)被解釋變量財(cái)政收入有顯著影響，模型總體線(xiàn)性關(guān)系顯著； 解釋變量各自的回歸系數(shù)均顯著，且調(diào)整后模型AR(1)項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著，表明回歸模型確實(shí)存在一階自相關(guān)；調(diào)整后模型經(jīng)再檢驗(yàn)已不存在一階自相關(guān)，因?yàn)樵陲@著性水平a =0.05下，n=26,k =2, dU=1

30、.652DW=2.074giiae$sio 11 S um wquiirod re s i d l_o g likelihood O urtiin-Wyt n1 o.eeeyzo 395.9446 “口 31 EL-N 冉9 47Pg 5 1 QNEI 44IMesn dependent var S. D . cl epe n d ent vsir Aka ik e info crit e ri ori S仁hwaiN criterion 尸一石曰iti石tic：1 8 1 BS. 1 Z 2日12 . 67 1 4.ei ose 1 5.030 1 3 47536.10 O OOOOOOi圖

31、十財(cái)政收入三元線(xiàn)性回歸模型 4根據(jù)圖十可得財(cái)政收入三元線(xiàn)性回歸模型，其標(biāo)準(zhǔn)報(bào)告形式表示為：czsr? =119.0841 + 0.1224czzq -0.0341GDPt +1,18116 sszet (模型 4)(0.0489)(0.0051)(0.0697)T=(2.5049)(-6.7291)(16.9518)22R =0.9998 R =0.9998F=47896.18DW=1.02514盡管模型判定系數(shù) R2高達(dá)0.9998,非常接近于1,模型擬合程度很高；F統(tǒng)計(jì)量值達(dá)47896.18,其伴隨概率接近于0,模型整體顯著；回歸系數(shù)的精確顯著性水平均小于0.05;但GDP的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)

32、，表明在其他解釋變量不變的情況下，GDP每增長(zhǎng)一億元，財(cái)政收入將減少0.0341億元，這與前述的理論分析不吻合，也與相關(guān)圖的分析不一致。究其原因，模 型可能存在多重共線(xiàn)性，為此，我們改變模型函數(shù)形式。3、改變模型函數(shù)形式，重新估計(jì)回歸模型將模型函數(shù)形式由線(xiàn)性變?yōu)殡p對(duì)數(shù)形式，重新估計(jì)模型，輸入雙對(duì)數(shù)模型命令Ls log(cszr) c log(czzc) log(gdp) log(ssze)得到雙對(duì)數(shù)回歸模型估計(jì)結(jié)果，如圖十一所示Eiepeniderit X/sriable: 1_OG(CJZSR) h/1 ethod: Least Squ-aies- 。爭(zhēng)u 14 Tim 11l. SSSam

33、ple: 1 978 20 11lI n c I u d e d o b s e rvat ii o n : 34Vari ableC q ej fll c i e ntSt dl. Errort-Stat isticProbC LOG(C2LZC) LOG (GDP) LOG(SSZE)口 N&4 日了了 口 口口05尸口-0.1 O4S48O O94O2Go 1 口口后 Nia Q D3Q1S4 0.036681 .04099N EN433 25 4E2a3 -2,Z131561 SM8N30.0133 D.QOCJO 0.0109 O.CE51R-s：quairedAdjust ed R

34、-squaiFErd S E-. of ri = iri Sum squ ared res id Lo g 1 i k e 1 ii It o o d Durbini-VVaison 石O.999OZO11 口4：3名 O 0571011BO.37dO5 口 9 9I5EBMean depen dent var S. D. de pen die nt va r；jik ini irnfu Cril ijrion Sc Li war z: crite rion F-st atist ic 尸rob(尸-后t曰t ist ic)8_B5184S 1.4009 IS-3 316121 -3. 113

35、654011Q23 OB o oooonn圖十一 財(cái)政收入三元雙對(duì)數(shù)回歸模型 5根據(jù)圖十一可得財(cái)政收入三元雙對(duì)數(shù)回歸模型，其標(biāo)準(zhǔn)報(bào)告形式表示為：log(czsr?) =0.2649 +0.9966 log( czzct) -0.1050 10g(GDPt)+0.0940 10g( sszet)(模型 5)(0.0392)(0.0387)(0.0491)T=(25.4528)(-2.7132)(1.9150)22R =0.9991 R =0.9991F=11823.06DW=0.9960盡管模型判定系數(shù) R2高達(dá)0.9991,非常接近于1,模型擬合程度很高；F統(tǒng)計(jì)量值達(dá)11823.06,其伴隨概

36、率接近于0,模型整體顯著；回歸系數(shù)的精確顯著性水平均小于0.10;但對(duì)數(shù)GDP的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明在其他解釋變量不變的情況下，GDP每增長(zhǎng)1%,財(cái)政收入將減少0.105% ,這與前述的理論分析不吻合， 也與相關(guān)圖的分析不一致， 且n=34 , k =3, 0DW=0.9960 dL=1.271，模型存在一階自相關(guān)，為此，我們運(yùn)用廣義差分法調(diào)整回歸模型。4、檢驗(yàn)自相關(guān)性，重新運(yùn)用廣義差分法估計(jì)回歸雙對(duì)數(shù)模型，輸入雙對(duì)數(shù)模型命令Ls log(cszr) c log(czzc) log(gdp) log(ssze) ar(1)得到雙對(duì)數(shù)回歸模型廣義差分法估計(jì)結(jié)果，如圖十二所示Dependent Variable: LOG(CZSR)Met Iiod: Least SquresDate: 11 /US/1 4 Time 1 I 53S3)mpUhCdjlifted). 1979 201 uInolijdedl otiservatiDns: 33 aft er adju與ti