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2017年计量经济学论文范文

  • 时时刻刻,工业界是能源资源消费的主震相,是
  • 一、能源资源消费与工业界经济增长的相关性向某人点头或摇头示意
  • (一)向某人点头或摇头示意和搭配的才能
  • 1。鉴于动力发生可分为三类
  • 鉴于2。才能的根它自己材可分为两类
  • 三.鉴于能源资源的优质的可分为两类
  • 4。鉴于粗制滥造处境可分为可再生资源
  • (二)能源资源消费
  • (三)经济增长与工业界经济增长
  • 二、身份辨析久泰能源资源供给和请求
  • 三、材料拔取
  • 1、能源资源消费总计达,以Y样品
  • 2、能源资源消费的侵袭纠纷:
  • (1)能源资源粗制滥造总计达,X1的样品表现
  • (2)全国性总能源资源消费的性命,在样品
  • (3)城市犯人按人分派的可支配收益,在样品用X3来表现
  • (4)工业界能源资源消费总计达,在样品用X
  • (5)否则纠纷,在样品用U表现
  • 四、样品设定
  • Meandepend
  • 1、经济意思清理
  • 2、人口财产考察推论考查
  • 3、计量经济学清理
  • (1)起多效能作用的的共一次的清理
  • (2)异方差清理图:
  • 0.49070.00000.00010.0000
  • 1.042741Probabilit
  • 0.4458750.384209
  • 0.55560.34530.6393
  • 0.342698Meandepend
  • 2
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  • 3.542855-0.855043
  • 0.4006480.381099
  • 0.00160.4006
  • 2

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  在我国的散发和专心致志计量经济学,使经济学定量做研究的要紧贡献,它招引了柴纳在经济接守越来越受到珍视。本文是小编为每分类人事广告版辨别出来的2000字的计量经济学工商管理学硕士,仅供参考。

  2000字计量经济学工商管理学硕士篇一:

  能源资源消费与工业界经济增长当中间的相干做研究

  摘要:能源资源是民族经济的命脉,是一国经济开展的要紧物质根底。柴纳是究竟经济增长感光快的的,消费的才能两个都不寻常。在柴纳的经济增长,能源资源消费的开展是占主导地位的工业界经济。在必然方法上,有亲密的相干,能源资源消费与经济增长。本文首要对能源资源消费当中间的相干辨析,为了一下子注意到柴纳的经济增长和能源资源消费当中间的,助长了工业界经济的无效增长。

  时时刻刻,工业界是能源资源消费的主震相,工业界经济开展不行短少的粗制滥造估量,特殊我国在开展柴纳家经济核心开展。在很长的一段工夫,对柴纳工业界经济的开展在能源资源本钱,鉴于技术技术在粗制滥造技术方法缺乏,能源资源已译成敢情的经济开展偏移。固然几年,跟随能源资源危机越来越试图贿赂,绿色粗制滥造的陆地和受话器,柴纳构想出了串联法规限度局限能源资源防爆办法,但总说起之,柴纳还是经济增长阶段,在四周能源资源的消费也必不行少的。如此,在现阶段,做研究能源资源消费与经济增长相干,是对柴纳的工业界粗制滥造和能源资源管理任务的一体要点,是促进关于机关采取呼应的办法来更,要实行道具构成的使最优化,带有同等性质的经济与能源资源相干目标的调。

  调词:能源资源消费 能源资源粗制滥造 计量经济学样品 能源资源战术

  法典:

  柴纳是一体能源资源超部落政治实体,而且,我国人口多种多样的,按人分派的能源资源占有量不符合同步性发达部落的1/5。能源资源是任何一个一体部落经济开展不行缺漏的物质根底。跟随我国人口的可继续增长,经济的核心开展,The increase of energy consumption is inevitable,添加的能源资源消费对细节的伤害是越来越多的SE。合乎逻辑的推论是,什么使最优化能源资源构成,整齐的能源资源的发展和运用,它已译成柴纳经济开展的燃眉之急。这就必要朕透明领会能源资源供需处境,对能源资源消费的侵袭纠纷辨析,为能源资源工程和谋略补充物技术按照,为了公约柴纳民族经济开展。

  一、能源资源消费与工业界经济增长的相关性向某人点头或摇头示意

  在经济开展的追逐中,能源资源是一体与定冠词the 连用的谋略,晴天的东西大儒做了大方的的做研究,对能源资源,相关性的向某人点头或摇头示意做了很多限制。概括地说,在能源资源消费与工业界经济增长当中必要摸索:

  (一)向某人点头或摇头示意和搭配的才能

  同样看待的能源资源高等的能源资源资源,它可以发生杂多的才能,同时被完全地的专心致志到了工业界粗制滥造因此男人的日常现场直播的中。这些资源包含煤、原油、空谈、水能、必然的太阳能和核能、地热能能附加的人。这些能源资源鉴于其效能因此粗制滥造枝节的的不一样,它可以分为以下几类:

  1。鉴于动力发生可分为三类:球状它自己含某个才能,诸如,地热能、从球状外天体的才能核能源资源,比方,太阳能,它是风、水能、生物能因此矿物质能的结构补充物请求;球状和其它天体相互效能发生的才能,比方,潮能等。

  鉴于2。才能的根它自己材可分为两类:一体能源资源和能源资源。最初的能量资源的才能是一种自然的,如煤、石油、空谈;2才能结构的才能处置办法的依据,比方,电能、汽油、汽油、中油等。。

  三.鉴于能源资源的优质的可分为两类:竞选提神剂和非竞选提神剂。首要竞选提神剂油、煤炭、空谈、木料等,小胜竞选提神剂能源资源水、风能、地热能能附加的人。

  4。鉴于粗制滥造处境可分为可再生资源。可再生资源执意可以传球必然的身材可以买到不休的补充物或许是在较短的工夫内可以再次发生的能源资源。比方,风能、水能、太阳能、生物能等都是可再生资源;而反而在较短的工夫内不可以再粗制滥造的能源资源执意不行再生资源,如煤、石油、空谈等。

  (二)能源资源消费

  本才能的向某人点头或摇头示意和搭配的忧虑,朕。实则,能源资源消费的牵涉是才能和运用,在运用中,包含分类人事广告版和祖先的能源资源运用,包含工业界、农耕、能源资源维修的运用,它属于人口财产考察学广大地域。

  (三)经济增长与工业界经济增长

  经济增长,经济专家有一体划一的评议,经济增长的实际总产出或添加实际产出的PE。它是指在总计添加前文粗制滥造总计达增长的充分地,在测的追逐中结婚杂多的粗制滥造使分开。

  而工业界经济增长是指在必然的工夫内,尽量的工业界聚会实际GDP添加值或前文

  一体生长的追逐。它的限制是在一段工夫的限制,而并做错在一体点上面的明确。

  二、身份辨析久泰能源资源供给和请求

  柴纳柴纳经济的核心增长,将促进能源资源消费的增长。作为究竟最大的开展柴纳家,建国晚年的,柴纳的经济总计达和能源资源消费总计达增长了GRE。1953年—1978年GDP由1615亿元增长到6584亿元,2005推动增长至183084元,1953年—1978年,1979年—2005年两个阶段的平均率增长速率辨别出为和能源资源耗尽由1953年的亿吨规范煤增长到1978年的亿吨规范煤,在2005亿吨规范煤增长。年均增长辨别出。。柴纳的按人分派的能源资源耗尽神速添加,1953年—1978年由吨规范煤增长到吨规范煤,添加到2005吨规范煤。2003年全国性城乡现场直播的按人分派的年能量消耗为千瓦时,而在1980千瓦时。

  从搜集到的材料,晚近,柴纳的能源资源消费是僧多粥少的社会地位,供给和请求的扩张物的漂流当中间的反驳。

  从图中可以看出,1996年领先能源资源的粗制滥造和消费均呈轻率作出的休会制约,固然能源资源粗制滥造不克不及实行取食者的请求,但两者都当中间的差距绝对波动。但在1996,一体越来越扩张物的差距,能源资源粗制滥造不克不及实行经济开展的必要,2003,能源资源请求相当多地添加,而能源资源粗制滥造不注意添加,能源资源的反驳。1997 - 1999柴纳经济佃户租种的土地可继续增长的同时,能源资源消费总计达衰落。可能性的使遭受是:市场请求疲软的,能源资源结果的请求节食能耗高、玷污大的“五小”聚会被沉默;道具构成的互换等。材料还表白,由,2002年—2004年延续三年的能源资源请求快速恢复的能力系数都大于1,能源资源消费一向在增长,比经济增长速度更快,在经济开展扩张的能源资源本钱。所某个搬弄是非的都表白,,我国的能源资源成绩全部深入,紧急的必要处理。

  三、材料拔取

  1、能源资源消费总计达,以Y样品。是一次效能源资源消费,传球煤、石油、空谈(单位等。:万吨规范煤)。

  2、能源资源消费的侵袭纠纷:

  (1)能源资源粗制滥造总计达,X1的样品表现。是指最初的能量资源粗制滥造总计达,该越来越快的是全国效能源资源粗制滥造方法的考察、见识、定额和单位的开展速度总计达:万吨规范煤)。

  (2)全国性总能源资源消费的性命,在样品用X2来表现,是指一次效能源资源到处现场直播的枝节的的耗尽。(单位:万吨规范煤)。

  (3)城市犯人按人分派的可支配收益,在样品用X3来表现。指的是终极消费的城市犯人按人分派的总支出。它是祖先总收益体谅所得税、分类人事广告版交纳社会保险费和考察户会计人员。(单位:元)。

  (4)工业界能源资源消费总计达,在样品用X4来表现,是指能源资源消费道具。。(单位:万吨规范煤)。

  (5)否则纠纷,在样品用U表现。朕将不思索鉴于杂多的使遭受而不克不及测另行,假定能源资源价格互换、取食者偏爱的事物、部落的经济构成谋略。

  原始材料:

  尽量的因柴纳人口财产考察年鉴的材料

  四、样品设定

  回归样品的设置如次:

  Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+u

  Y=能源资源消费总计达(万吨规范煤) X1=能源资源粗制滥造总计达(万吨规范煤)

  X2=部落能源资源消费总计达(万吨规范煤) X3 =城市犯人按人分派的可支配收益(元) X4=工业界能源资源消费总计达(万吨规范煤) U =随机不稳定

  β0 β1 β2 β3 β4参量判断 t=1980—2007 五、样品清理

  该样品假定随机不稳定项u实行古希腊与古罗马的文化研究假定,运用OLS办法判断样品限制因素,计量经济学软件Eviews运用可以计算如次:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time: 10:49 Sample: 1980 2007 Included observations: 28

  Variable C X1 X2 X3

  X4

  R-squared

  Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  Coefficient

  -1822.975 0.553614 0.209548 1.585396 0.568271

  Std. Error

  2572.371 0.107216 0.405769 0.429729 3726

  t-Statistic

  

  Prob.

  0.4856 0.0000 0.6105 0.0012 0.0000

  125790.9 55317.60 17.73983 17.97773 0.000000

   Mean dependent var 0.999175 S.D. dependent var 1588.843 Akaike info criterion 58061714 Schwarz criterion -243.3577 F-statistic 1.376476 成绩(F)

  回归方程为:

  ^Y=-1822.975+0.553614X1+0.209548X2+1.585396X3+0.568271X4

  t=() ()() ()() 22

  R= -R=0.999175 F= DW=1.376476

  1、 经济意思清理

  充分地可以传球回归判断,能源资源粗制滥造总计达、部落能源资源消费总计达、城市犯人按人分派的可支配收益、工业界能源资源消费总计达与总呈正相关性,与实际中间的经济意思样品。。

  2、 人口财产考察推论考查

  从判断的充分地可以看出,的决定系数R2,F=,表白,在总计装修的梦想样品。回归系数的显著性清理:假设一体,X1、X3、X4 T值大于假设的显著性方法,回绝原假定,接到备择假定,表白,能源资源粗制滥造总计达、城市犯人按人分派的可支配收益、工业界能源资源消费总计达对能源资源消费总计达有显著性侵袭;仅有X2的t值以内假设的显著性方法,接到原假定,表白部落能源资源消费总计达对能源资源消费总计达侵袭不显著。

  3、 计量经济学清理

  (1) 起多效能作用的的共一次的清理

  上面的表格可以看出,一次的回归样品是甚至更好的,R2 与F值显著,而解说变量X2的t清理不显著,充分地表白,该样品可能性在的起多效能作用的的共一次的。在Eviews计算解说的简略相关性系数B,得如次充分地,你也可以注意到解说VA当中在起多效能作用的的共一次的。

  运用逐步回归多元一次的校阅样品。

  运用OLS回归Y一法各一体。与安定的线人口财产考察意思的经济意思。充分地如次:

  相容X1方程R2,在X1的依据,为了相容否则变量逐步回归。

  经比得上,新的X4 - R2方程,最大的改良,和T的限制因素停止了考查,但X2作记号是无礼的,选择保存X4,添加新变量逐步回归。

  在X1、在此依据,相容x2方程后,R2显著i,但不注意传球t清理x2。不光在相容X3 R2显著添加的方程,同时传球T清理值,如此选择保存X3,继续归来。

  在X1,x4,在X3的依据,相容后的X2,R2不光节食,x2清理和t清理限制因素均不显著。这表白,X2理由起多效能作用的的共一次的,应分离。 回归充分地比来修正的起多效能作用的的共一次的的侵袭:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time: 10:52 Sample: 1980 2007 Included observations: 28

  Variable C X1 X3

  X4

  R-squared

  Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  Coefficient

  -1771.254 0.589143 1.433497 0.563954

  Std. Error

  2530.847 0.080966 0.308466 1915

  t-Statistic

  

  Prob.

  0.4907 0.0000 0.0001 0.0000

  125790.9 55317.60 17.67993 17.87025 11245.40 0.000000

  0.999289 Mean dependent var 0.999200 S.D. dependent var 1564.382 Akaike info criterion 58734956 Schwarz criterion -243.5191 F-statistic 1.371751 成绩(F)

  (2) 异方差清理 图示法:

  从上面朕可以注意到,Y的互换漂流不显著,剩余E,不裁定,如此,该样品不在异方差性。异方差的在也应推动考查。 White清理

  White Heteroskedasticity Test: F-statistic

  1.042741 Probability 9.595539 Probability

  Std. Error

  47930201 2913.608 0.046955 0.228951 5976 12596.90 0.990310 0.225676 3099.903 0.049458

  t-Statistic

  -0.600622 0.969097 -0.476773 1.145300 0.146278 0.223609 0.858107 -2.160689 -1.074397 0.471785

  Coefficient

  -28787936 2823.568 -0.022387 0.262218 0.014039 2816.781 0.849792 -0.487615 -3330.526 0.023334

  0.445875 0.384209

  Prob.

  0.5556 0.3453 0.6393 0.2671 0.8853 0.8256 0.4021 0.0444 0.2968 0.6427

  Obs*R-squared

  Test Equation:

  Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time:11:13 Sample: 1980 2007 Included observations: 28

  Variable C X1 X1^2 X1*X3 X1*X4 X3 X3^2 X3*X4 X4 X4^2

  R-squared

  Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  0.342698 Mean dependent var 0.014047 S.D. dependent var 2715618. Akaike info criterion 1.33E+14 Schwarz criterion -448.3515 F-statistic 3.175863 成绩(F)

  2097677. 2734894. 32.73939 33.21518 1.042741 0.445875

  2

  nR2=9.595539,由刷白考查晓得,在希腊字母的第一个字母,反省分派表2,得临界值χ因nR2=χ不在异方差。

  ARCH清理:

  ARCH Test: F-statistic

  0.731099 Probability 0.767152 Probability

  Std. Error

  679705.5 0.196543

  t-Statistic

  3.542855 -0.855043

  0.400648 0.381099

  Prob.

  0.0016 0.4006

  2051841. 2776010. 32.59251 38850 0.731099 0.400648

  2

  

  (10)=。

  (10)=。如此回绝备择假定,不回绝零假定,表白样品

  Obs*R-squared

  Test Equation:

  Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time: 11:18 Sample (核算) 1981 2007

  Included observations: 27 after adjustments

  Variable C RESID^2(-1) R-squared

  Coefficient

  2408098. -0.168053

  0.028413 Mean dependent var -0.010450 S.D. dependent var 2790478. Akaike info criterion 1.95E+14 Schwarz criterion -437.9989 F-statistic 0657 成绩(F)

  2

  Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  因(n-1)R2 = X不在异方差性。 (3) 自力救援

  (1)=,接到原假定,表白该样品中间的随机错误

  为了折叠图形残差e。从图中可以看出,E T与延续互换的互换,互换呈锯齿形的线条、小径等,Can determine the random disturbance term u may have positive autocorrelatio。

  下表赠送了置信方法的DW =,n=28,K=3时,检查Durbin Watson表下临界值DL,调度限值,D. DL

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time: 11:26 Sample: 1980 2007 Included observations: 28

  Variable C X1 X3 X4

  R-squared

  Coefficient

  -1771.254 0.589143 1.433497 0.563954

  Std. Error

  2530.847 0.080966 0.308466 1915

  t-Statistic

  

  Prob.

  0.4907 0.0000 0.0001 0.0000

  125790.9 55317.60 17.67993 17.87025 11245.40 0.000000

  0.999289 Mean dependent var 0.999200 S.D. dependent var 1564.382 Akaike info criterion 58734956 Schwarz criterion -243.5191 F-statistic 1.371751 成绩(F)

  Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  在不确凿知道区域,可以采取的办法是添加范本形成大块。而且,鉴于材料搜集有硬的,DW贴近日常现场直播的的价,如此,朕假定有一体一定的的自相关性样品。 一阶自相关性系数AR(1) 回归充分地:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 5/21/13 Time: 11:28 Sample (核算) 1981 2007

  Included observations: 27 after adjustments Convergence achieved after 9 iterations

  Variable C X1 X3 X4 AR(1)

  R-squared

  Coefficient

  -3288.221 0.344368

  Std. Error

  3341.502 5509 0.409236 0.108418 0.204720

  t-Statistic

  -0.984055 6.128397 2.742671 5.537932 1.682139

  Prob.

  0.3358 0.0000 0.0119 0.0000

  128217.4 54831.80 17.62805

   Mean dependent var 0.999253 S.D. dependent var 14921 Akaike info criterion

  Adjusted R-squared S.E. of regression

  Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

  Inverted AR Roots

  49409060 Schwarz criterion -232.9787 F-statistic 0807 成绩(F) .34

  17.86802 8696.007 0.000000

  从上面的排行榜显示,作为R2的值决定系数走近1。,样品的适合的方法充分高。在1%的显著性方法下,要紧限制因素不为零,良好的所有的样品。AR(1)对应的Prob值为,很显著,在1%的显著性方法。呼应的值,查解说变量为4且自主为27的.散布表,左右辨别出。,.鉴于<<2.35,如此样品不再在一阶自相关性。

  充分地的回归样品:

  ^Y=-3288.221+X1+X3+X4 t=() () () () R= F=8696.007 DW=0807

  这表白,,在否则纠纷恒定的处境下,在上将能源资源粗制滥造X1、对1万吨工业界X4增长能源资源消费总计达,能源资源消费总计达添加、万吨规范煤。当城市犯人按人分派的可支配收益添加到1元,Y万吨规范煤的能源资源消费总计达增长。该样品也可以注意到,能源资源粗制滥造总计达X1对能源资源消费的侵袭较小。 缺乏之处:

  在这种处境下,有范本形成大块的成绩是太小了,其使安全的侵袭。

  对可能性发生的工夫序列材料的安定性,在本提供免费入场券,不做任何一个处置。因朕选择的材料是微观经济变量,可能性呈现的非安定性,但鉴于知的边界,推动核算样品。

  在对能源资源消费的侵袭纠纷,朕引入了部落能源资源消费总计达。鉴于经济学的普通判定,部落能源资源消费总计达与能源资源消费总计达在较强的正相关性相干。但在详细回归中一下子注意到t值是不传球的。,有人口财产考察多样性。这一要紧变量,朕不轻易去除。但在充分地一次尝试,去除部落能源资源消费总计达的侵袭比保存时的适合的影响甚至更好,如此,朕必要的思索到被剪下。

  六、收场诗:

  1、在修正追逐中间的起多效能作用的的共一次的,可以一下子注意到,全国性总能源资源消费的工夫序列、工业界总能源资源消费和能源资源消费都有一体协同的,在经济休会期,显示经济退缩的增长漂流,它显示了一体衰落的漂流。当三的工夫作为解说变量同样看待,这是很有可能性有起多效能作用的的共一次的。在四周起多效能作用的的共一次的的另一体使遭受是:抽样限于能源资源消费总计达的纠纷的侵袭。

  2、在关于亲手校阅的追逐,朕可以找到,部落能源资源消费总计达、城市犯人按人分派的可支配收益、工业界总能耗和否则经济材料的工夫,在经济隆隆声时间,在另行接守的增长速度将继续对高能量消耗。离题话一枝节的,The lag of urban per capita disposable income with economic activity,城市犯人按人分派的可支配收益添加,眼前的能源资源消费方法将将不会达成所请求的方法,但传球一段工夫的实行。因有必然的人消费收获的塑造。

  3、固然能源资源价格、能源资源消费构成和细节谋略等纠纷未能在样品买到量子化和使平滑如玻璃,但做错说这些纠纷对能源资源请求的侵袭没什么要紧。实则,这些纠纷是定量使平滑如玻璃,更表露了当前我国在的缺乏的枝节的,应珍视和处理。 七、提议:

  1、完全地发挥市场结构的效能,为了助长柴纳的能源资源消费能力、整齐的的公开开展。在工业界枝节的,注意道具构成核算,为确保经济和能源资源消费的带有同等性质的开展。同时能确保能源资源供给使安全,为了把持经济增长速度,一定的促进经济增长方法改变外延的的T,绝对的把持高能量消耗授予与道具开展,为了公约民族经济可以康健、波动、继续开展。在男人的现场直播的中,内阁应当大举促进资源挽救型、细节友好型社会的使被安排好,培育男人的能源节约精神力,做出计划全社会能源节约。

  2、使最优化和更能源资源消费构成,大举开展整齐的能源资源的运用,筹集技术技术在此类能源资源上的举行开幕典礼性。柴纳有富产的的水电、风能、Solar and other renewable resources,归根到底,柴纳要大举开展可再生能源资源的摆设中间的一体。

  3、筹集能源资源人口财产考察,无效的能源资源开展战术的开展。能源资源人口财产考察材料优点,应包含材料的绝对的和即时性。筹集能源资源人口财产考察材料的绝对的、时辰效应性、国际相似性,便于关于机关即时核算谋略,实行能源资源的无效运用率。

  八、参考文献

  [2] 刘宏杰,邱立成.久泰能源资源消费与经济开展相干的工夫序列辨析[J].《河北经贸大学期刊》, 2013,3.

  [ 3 ]林博强,的人口财产考察做研究[J].。久泰能源资源请求的经济计量辨析,2012,10.

  [ 4 ] Stan。构成的互换是侵袭能耗的首要纠纷,2010,11.

  2000字计量经济学工商管理学硕士篇二:

  一、成绩推荐

  中国经济改造晚年的。,柴纳经济的核心增长是有目共睹的。,1981 ~ 2009年29年,柴纳快车道增长的收益,从柴纳2002的收益较低的2兆元,2006,走近4兆元,到2007上半年超越万亿元,在5年的部落公有经济收益实行核心增长的柴纳。金库的材料显示,柴纳,从2007 1到六月全国性总收益达成亿元,同比增长,完整的预算的,一体百分点的增长比去年同步性增长,公有经济收益增收额创近几年同步性黄金时代。

  柴纳的公有经济收益在2007上半年达成万亿元,可以被期望继2006年公有经济收益打破4万亿元大关后的又一体使人惊慌的材料。在经济快车道增长的环境下,,公有经济收益继续核心增长,特殊赋税收入收益增长继续高于GDP增长的,为助长公有经济收益增长的首要使遭受。眼前,对柴纳公有经济收益的主震相是赋税收入,2006赋税收入收益占总收益。在我国赋税收入身份,的价比最大的增值课税,我国现阶段依然依托授予来引起恼怒经济,这也导致了眼前我国公有经济收益增长比得上快的充分地。实则,收益的核心增长可是表象,由过热理由的零碎成绩和授予增长过快,合乎逻辑的推论是,在公有经济收益核心增长的脸,男人忧虑过度繁荣的经济的成绩将译成。假定公有经济收益添加,很高于全国性比赛收益的增长速率,将有串联的成绩。

  收益是内阁公约实行内阁行使职责的,一体特殊的效能,在民族经济开展和社会运转。率先,这是一体公约对物料实行全国性比赛收益。一体部落的公有经济收益见识通常是其要紧标志。其次,公有经济收益是部落微观经济控制的要紧经济杠杆。对一体部落的经济公有经济收益增长当中间的相干。合乎逻辑的推论是,在公有经济收益增长的做研究是特殊要紧的。公有经济收益的首要发生是所得税,而且否则内阁收益和收益基金。同时,部落的公有经济收益见识是由晴天的东西契约的侵袭。本文就使被安排好公有经济收益侵袭纠纷样品,示范辨析侵袭我国公有经济收益的首要纠纷,补充物必然的谋略什么无效地开展柴纳的公有经济收益的PL

  提议。

  二、样品设定

  在公有经济收益不克不及侵袭纠纷的做研究不必然。回归变量使被安排好回归样品的选择是一体版本的。假定必然的要紧变量的少量,回归方程的影响一定是有害的的。思索这样的变量,不光添加了计算量的多,和波动的回归方程是充分差,立即的侵袭的回归方程的专心致志。公有经济收益的解说和考察达到的经济大众化的收获,侵袭赋税收入收益的首要纠纷、海内粗制滥造总值、集中:显著地注意资产授予总额等。。

  (1)税。鉴于赋税收入征收是命令的的、自由的和集中:显著地注意的独特的,可以为内阁补充物十足的资产来实行其行使职责。合乎逻辑的推论是,所某个内阁公有经济收益最要紧的收益身材和首要。

  (GDP的2)。通常被以为将按比例放大部落国家的经济健康状况的最佳效果。GDP将助长全国性比赛收益,为了筹集犯人分类人事广告版的收益方法立即的侵袭,跟随公有经济收益的增长佃户租种的土地划一的。

  (3)全社会集中:显著地注意资产授予资。是修建和置办集中:显著地注意资产的经济战役,集中:显著地注意资产再粗制滥造的战役。首要传球授予来助长经济增长,扩张物税基,当时的拖地而行所有的收益增长。

  (4)在身材的样品设计

  在本提供免费入场券,Y的收益(1亿元)作为因变数,赋税收入 X1(1亿元)、海内粗制滥造总值 x2(1亿元)、全社会集中:显著地注意资产授予资 X3(1亿元)的3个经济定额作为论据,起多效能作用的的使被安排好,即:

  lnY=C+ C1lnX1+ C2lnX2+ C3lnX3+ μ

  三、材料的搜集

  在本提供免费入场券,源柴纳人口财产考察年鉴》,运用了 1981—2009 征税年度、海内粗制滥造总值、全社会集中:显著地注意资产授予资材料,材料真实可靠性。为了消弭异方差,做材料处置的对数,运用电子 views 停止回归辨析,消弭起多效能作用的的共一次的的在先前的样品,公有经济收益纠纷更正确的样品的使被安排好,侵袭公有经济收益的首要侵袭纠纷辨析。 1981-2009年公有经济收益材料及其侵袭纠纷 年份 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994

  部落公有经济收益 赋税收入 (1亿元) 1175.8 1212.3 1367.0 1642.9 2004.8 2122.0 2199.4 2357.2 2664.9 2937.1 3149.5 3483.4 4349.0 5218.1

  海内粗制滥造总值

  (1亿元) (1亿元) 629.89 4891.6 700.02 5323.4 775.59 5962.7 947.35 7208.1 2040.79 9016.0 2090.73 10275.2 2140.36 1205 2390.47 15042.8 2727.40 16992.3 2821.86 18667.8 2990.17 21781.5 3296.91 26923.5 4255.3 35333.9 5126.88 48197.9

  全社会集中:显著地注意资产授予

  资额 (1亿元) 961.01 1230.40 1369.06 2450.50 2543.19 3019.62 3640.86 4496.54 4137.73 4449.29 5508.80 7854.98 12457.88 17042.94

  1995 6242.2 6038.04 60793.7 20019.26

  1996 7408.0 6909.82 71176.6 22913.55

  1997 8651.1 8234.04 78973.0 24941.11

  1998 9876.0 9262.8 84402.3 28406.17

  1999 11444.1 10682.58 89677.1 29854.71

  2000 13395.2 12581.51 99214.6 32917.73

  2001 16386.0 15301.38 109655.2 37213.49

  2002 18903.6 17636.45 120332.7 43499.91

  2003 21715.3 20017.31 135822.8 55566.61

  2004 26396.5 24165.68 159878.3 70477.4

  2005 31649.3 28778.54 183217.5 88773.6

  2006 38760.2 34804.35 211923.5 109998.1624

  2007 51321.8 45621.97 257305.6 137323.9381

  2008 61330.4 54223.79 314045.4 172828.3998

  2009 68476.9 59521.59 335352.9 224598.7679

  注:年先前,农耕税、农耕税、养畜业税、耕地职业税、农耕类专业 税、赋税收入和香烟税;从2006年起,农耕税只包含耕地职业税、赋税收入和香烟 税。

  2.聚会所得税2001年先前只包含国有及个人聚会所得税,从2001起, 聚会所得税也包含尽量的否则业务收益的技术,与以 前各年不行比。

  三.海内增值课税不包含增值课税进口结果的海内消费;。

  四、判断和核算样品

  1. 成绩的参量判断和变量

  假定样品和随机不稳定u实行古希腊与古罗马的文化研究假定。运用电子 views OLS参量判断的根本样品:

  lnY=C+ C1lnX1+ C2lnX2+ C3lnX3+ μ

  计算充分地最小二乘Eviews

  鉴于表1中间的材料,The results of model estimates for

  ??1.6928?0.6930lnX?0.3195lnX?0.4719lnX lnYi123

  () () () ()

  t=() () () ()

  R2? R? F= DF?二十五个人组成的橄榄球队

  (1)清理起多效能作用的的共一次的

  于是可见,R2的样品?,决定系数很高吗?,F清理值,回归方程的叙述是很要紧的。率先,鉴于赋税收入是部落内阁公有经济收益最首要的收益发生,很大方法上决定于公有经济收益的丰饶的健康状况;海内粗制滥造总值与公有经济收益的增长佃户租种的土地必然的同整复法;全社会集中:显著地注意资产授予资传球引起恼怒GDP 增长,公有经济收益增长的闪烁其词的侵袭。如此,总收益和赋税收入、GDP、全社会集中:显著地注意资产授予资呈正相关性相干,即 C1 C3 应当是一定的的。但赋税收入应占较大将按比例放大,即 C1 该值应当是比得上高的。是你很说的嘛!样品。 C1 和 C3 与经济大众化的收获是划一的,但 C2 它是不活跃的的经济大众化的收获。其次,赋税收入、GDP、全社会集中:显著地注意资产授予资的t 人口财产考察值辨别出为。、、。在显著性方法 时,22t?/ 2(N?k)?(29?4),不光LnX2、LnX3系数C2、T C3清理不显著,和作记号与周密考虑相反,LnX2系数,这表白可能性在令人伤心或痛苦的的起多效能作用的的共一次的。 相关性系数计算的变量,选择lnX1、lnX2、lnX3材料,从相关性系数矩阵可以看出,解说变量当中间的相关性系数高尚的,证明在令人伤心或痛苦的的起多效能作用的的共一次的。

  (2)修正的起多效能作用的的共一次的

  采取逐步回归的办法,反省和处理起多效能作用的的共一次的成绩。是以Lnx1 16、lnx2、回归LnX3,内容,相容Lnx1方程R2,以lnX1为根底,为了相容否则变量逐步回归。

  经比得上,固然新LnX3方程R2,最大的改良,但限制因素(除税Lnx1)在显著性方法下?,t清理不显著,阐明均要去除lnX2与lnX3,回归充分地终极得体的令人伤心或痛苦的的起多效能作用的的共一次的侵袭AF:

  ??0.7071?0.9336lnX lnYtt

  t=() ()

  R2?0.9832 R2=0.9825 F=1576.071 DW=

  这表白,,当每添加赋税收入1%,平均率收益将添加0.9336%

  2.随机不稳定项

  相关性成绩的处置

  (1)自相关性清理

  决定系数的回归方程为高,回归系数是显著的,范本量为29、一体变量样品、在显著性方法,反省材料人口财产考察表,因DW值从表5,表DL?,样品材料仓库

  ?t?et?1 e

  ??,原始样品的推广差分,买到推广差分方程: 从中朕可以注意到吗?

  lnYt?(1?)?C2(lnXt?lnXt?1)?vt

  在四周推广差分型微分方程的回归,出口方程

  ?*?* lnYtt

  Se=() (13)

  t=() ()

  R2?0.9292 F=341.2685 DW=2.0120

  内容lnYt*?lnYt?lnYt?1,lnXt*?lnXt?lnXt?1

  鉴于推广差分材料的运用,范本的形成大块缩减了1,为28个,查5%显著方法的DW人口财产考察表D. DL?,样品中4-dU,>DW=,阐明在5%显著方法下推广差分样品中已无自相关性,不必要迭代,同时可见,可决系数、t、F人口财产考察量也达成梦想方法。

  运用微分方程:

  ?=(1-)=64191 ?

  于是,开腰槽公有经济收益的终极样品

  lnYt?64?lnXt??t

  收益典型显示,当征税年度第增长1%,平均率说起,公有经济收益也会添加

  处置异方差成绩

  (1)异方差性清理

  因有不一样的赋税收入每年,合乎逻辑的推论是,每某年级的学生都有赋税收入数额不一样的互换,这种多样性使得样品轻易发生异方差,侵袭判断和运用样品,为了就是这样目标,必要的反省可能的选择异方差样品。

  从报价充分地表5,在刷白的实验,鉴于白实验附带职务的确认,充分地,一体跨结果的变量,因这类作为一体效能,扶助穿插项,是附带效能?T2??1?2lnxt??3?,(lnxt)2?佛蒙特州

  刷白的考查充分地

  nR2=,由刷白考查晓得,在??下,反省分派表2?,

  2临界值0),同时,LNX和^ 2(lnx)T 考查值也显著,比得上计算(052。

  2的2的人口财产考察材料和人口财产考察?,因NR2 = >?0),我回绝零假定,.(052

  不要回绝备择假定,这种样品的异方差性

  五、本文的收场诗

  (1) the model of the economic significance is obvious,这首要静止赋税收入。lnX1 对赋税收入快速恢复的能力系数,即当征税年度每增长1%,平均率说起,公有经济收益也会添加;可见赋税收入互换相当侵袭公有经济收益的互换。

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  (2)赋税收入快速恢复的能力系数 ,与 1 充分走近,这添加的收益首要因赋税收入的添加。

  自然(3),前文不必然独自地赋税收入才是侵袭公有经济收益的纠纷,该样品不迁移消弭不确凿知道性的相关性纠纷。,诸如,海内粗制滥造总值、就业量、全社会集中:显著地注意资产授予资额对公有经济收益的侵袭。

  (4)样品的缺乏:传球范本工夫序列辨析样品,固然终极的解说变量停止多元一次的样品,但鉴于 R2 极高,就是这样方程可以解说收益侵袭纠纷,而适合的率确凿没什么注意注意到很高。

  六、谋略提议

  (1)筹集赋税收入征管,完备公共公有经济和赋税收入。眼前,柴纳的赋税收入收益早已占到 超越90%,我国的赋税收入是公有经济收益的首要发生。部落用于筹集赋税收入收益,公有经济支出预算,公共结果和公共维修的补充物,为了助长经济的开展。税务机关要一定的薄纸赋税收入,确保部落赋税收入补充物可靠性的资金使安全。这就请求税务机关税法、税法,传球筹集管理和维修任务,赋税收入率不休筹集,跟随经济的开展,佃户租种的土地赋税收入波动增长。

  (2)筹集税收改造、促进税收改造核算各项赋税收入谋略。赋税收入作为微观经济调控的要紧器,具有内在波动器的效能,对经济运转的管理效能。税收改造没什么辱骂内阁费改税,但两者都当中间的将按比例放大佃户租种的土地在一体有理的广大地域。部落可以鉴于不一样时间的经济处境,构想出和实行盗用的赋税收入谋略来管理、核算经济构成。税务机关要套装经济开展的必要和部落的马,鉴于简税收、宽税基、低协定费率、规律和塑造增长绝对的征管、技术技术的提高和能源资源消费的赋税收入制度,促进赋税收入制度改造。

  参考文献:

  [ 1 ]微观经济大众化的收获和计量经济学办法(修正版) 谢为安 柴纳公有经济经济逼迫

  [ 2 ]《计量经济学》(居第二位的版)庞浩 技术逼迫

  西方经济学李俊[ 3 ] 西北财经大学逼迫

  [4] 马海涛:柴纳零碎[M]. 柴纳人民大学逼迫,2009.

  [5] 张晓峒:计量经济辨析[M]. 经济技术逼迫,2003.

  [6] 陈共:资金学[M].。柴纳人民大学逼迫,2007.

  [ 7 ]柴纳人口财产考察年鉴

  2000字计量经济学工商管理学硕士篇三:

  对新疆的侵袭席三大道具的示范辨析

  一、 成绩的推荐

  建国晚年的,新疆经济的核心增长,1952年新疆为166元,195

  年折叠,特殊中国经济改造晚年的,经济的核心开展,2004年新疆按人分派的粗制滥造方法是中国经济改造前的30倍。而是,平均的在新疆经济核心增长,与全国性比拟,它是绝对落伍的,新疆按人分派的GDP的增长,筹集人民现场直播的方法,越来越紧急的,新疆的海内粗制滥造总值的三大道具都是,合乎逻辑的推论是,三大道具的做研究是很有意思的,而是,它们是什么侵袭新疆的GDP?搜集到的材料停止辨析。假定他们的做研究机构对新疆GDP的侵袭,当时的鉴于新疆VI三道具改造的充分地。这是本做研究的首要目标。。

  二、 样品的设定

  在三道具,按人分派的GD的相干做研究,必要思索以下纠纷:

  (1) 选择的材料的优质的

  因做研究是一体地域的按人分派的GDP,按人分派的粗制滥造总值的多样性是鉴于每个年度三大道具的量不一样而不一样,必要的运用工夫序列材料。

  (2) 这种身材的样品设计

  鉴于本文是做研究新疆三大道具对新疆按人分派的粗制滥造总值的侵袭,它可以是第一道具、居第二位的道具、第三道具作为解说变量,新疆的按人分派的GDP作为解说变量。朕以为,三大道具,新疆的按人分派的GDP为一亩,为

  Y=a1*X1+a2*X2+a3*X3+u

  内容,Y是新疆按人分派的粗制滥造总值(单位:元),X1、X2、X3是第一道具、居第二位的道具、第三道具量(单位:亿元人民币),而a1、a2、a3辨别出是随同于第一道具、居第二位的道具、第三道具的限制因素,你是一体随机错误项。

  三、 材料的搜集

  1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

  23.08 26.14 24.38 24.67 25.05 28.12 31.78 35.67 39.07 45.63 53.24 59.41 65.24 78.55 89.75 112.24 129.04 148.51 192.72 217.42 274 335.92 402.31 505.63 673.68 825.11 912.15 1050.14 1116.67 1168.55 1364.36 1485.49 1598.28 1877.61 2200.15 2604.14 3045.26 3523.16 4183.21 4277.05

  10.35 11.42 9 3 10.25 11.21 12.35 13.1 13.97 16.32 21.52 25.18 28.11 32.84 36.67 42.89 46 56.18 72.27 78.01 94.61 111.86 114.5 126.85 187.69 240.71 249.31 279.73 291.05 268.51 288.18 288.12 305 412.9 444.7 510 527.8 628.72 691.07 759.74

  7 9.96 8.96 9.27 10.15 12.2 14.01 16.52 18.35 21.43 21.44 22.39 23.35 29.1 31.66 40.5 45.63 50.3 66.02 73.83 83.5 107.99 147.65 217.49 265.38 302.56 336.89 413.29 430.73 460.71 586.83 630.37 668.04 796.84 1010.07 1164.8 1459.3 1647.55 2070.76 1929.59

  4.06 4.76 4.63 4.67 4.65 4.71 5.42 6.05 6.75 7.88 10.28 11.84 13.78 16.61 21.42 28.85 37.41 42.03 54.43 65.58 95.89 116.07 140.16 161.29 220.61 281.84 325.95 357.12 394.89 439.33 489.35 567 625.24 667.87 745.38 929.34 1058.16 1246.89 1421.38 1587.72

  236 258 232 226 222 240 266 293 313 359 410 450 488 583 661 820 924 1053 1347 1493 1799 2101 2477 3019 3953 4764 5167 5904 6229 6470 7377 7913 8382 9700 11199 13108 15000 16999 19797 19942

  发生:《新疆人口财产考察年鉴2010》

  四、判断和核算样品

  (一)对被解说变量和解说变量(X1(Y)、X2、X3回归辨析),其充分地如次:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/05/11 Time: 02:25 Sample: 1952 2009 Included observations: 58

  Variable C X1 X2 X3

  R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 成绩(F)

  Coefficient 117.7871 12.01597 3.402479 3.029794

  Std. Error 29.49611 0.765193 0.432374 0.782690

  t-Statistic 3.993309 15.70320 7.869294 3.871001

  Prob. 0.0002 0.0000 0.0000 0.0003 3223.397 5118.078 13.02731 13.16941 13.08266

  0.999099 Mean dependent var 0.999049 S.D. dependent var 157.8239 Akaike info criterion 1345052. Schwarz criterion -373.7919 Hannan-Quinn 规范。 19963.23 Durbin-Watson stat 0.000000

  (二)亲手反省及相关性对待

  充分地如次:材料仓库的价辨析 ,反省表,DL =大于1,合乎逻辑的推论是,材料仓库是以内DL,可以决定回归样品具有正相关性。

  合乎逻辑的推论是,朕采取迭代的办法来处置相关性的C-O成绩,鉴于回归充分地决定相关性样品。率先,一阶自相关性处置: 材料处置软件,抬出去ls命令典型 y c x1 x2 x3 AR(1),其充分地如次:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/05/11 Time: 09:53 Sample (核算) 1953 2009

  Included observations: 57 after adjustments Convergence achieved after 28 iterations

  Variable C X1 X2 X3 AR(1)

  R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 成绩(F) Inverted AR Roots

  Coefficient -750.3109 5.542412 4.689186 3.122199 1.021111

  Std. Error 1362.124 0.467497 0.126932 0.401055 0.026591

  t-Statistic -0.550839 1551 36.94264 7.784970 38.40032

  Prob. 0.5841 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 3277.035 5147.100 11.06279 11.24200 11.13244

  0.999880 Mean dependent var 0.999870 S.D. dependent var 58.59442 Akaike info criterion 178531.9 Schwarz criterion -310.2894 Hannan-Quinn 规范。 108016.1 Durbin-Watson stat 0.000000 1.02

  Estimated AR process is nonstationary

  鉴于材料仓库的价,DW=,可以推断,查找表的临界值为DL,该样品还具有正相关性。合乎逻辑的推论是继续对该材料停止二阶自相关性处置: 充分地如次:

  Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 07/05/11 Time: 10:00 Sample (核算) 1954 2009

  Included observations: 56 after adjustments Convergence achieved after 26 iterations

  Variable C

  Coefficient 12078.55

  Std. Error 762779.0

  t-Statistic 0.015835

  Prob. 0.9874

  X1 X2 X3 AR(1) AR(2)

  R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 成绩(F) Inverted AR Roots

  5.422625 4.680446 5.143760 2.080953 -1.080442

  0.219152 0.067634 0.283044 0.069965 0.087380

  24.74369 69.20234 18.17299 29.74270 -12.36482

  0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 3332.357 5176.553 10.33718 10.55418 10.42131

  0.999945 Mean dependent var 0.999939 S.D. dependent var 40.41381 Akaike info criterion 81663.81 Schwarz criterion -283.4410 Hannan-Quinn 规范。 180463.9 Durbin-Watson stat 0.000000 1.09

  .99

  Estimated AR process is nonstationary

  充分地可以辨析,DW =临界值大于DL,不在自相关性,t清理值是充分要紧的,和适合的方法晴天,它可以用二阶自相关性样品。

  (三)起多效能作用的的共一次的清理 1、相关性系数清理

  抬出去公司命令典型 x1 x2 X3的充分地:

  X1 X2 X3

  X1 1

  0.97746035587

  37368 14855

  1 39678

  0.988404954300.99453787680

  1

  X2 37368

  X3 14855 0.99453787680

  39678

  0.977460355870.98840495430

  相关性系数矩阵可以看出,解说变量当中间的相关性系数高尚的证明确凿在 令人伤心或痛苦的的起多效能作用的的共一次的,但鉴于X1、x2、X3是新疆按人分派的GDP的不行或缺的纠纷。,合乎逻辑的推论是,为了幸免裁员

  data a;

  set sasuser.aa; proc reg corr;

  model y=x1 x2 x3/vif collin collinoint;

  run;

  proc reg data=a outest=result graphics outvif;

  model y=x1 x2 x3/ridge=0.0 to 0.1 by 0.01 0.2 0.3 0.4 0.5; plot/ridgeplot; run;

  proc print data=result; run;

  (四)异方差清理

  朕用刷白考查,充分地如次:

  Heteroskedasticity Test: White

  F-statistic Obs*R-squared Scaled explained SS

  Test Equation:

  Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/05/11 Time: 11:14 Sample: 1952 2009 Included observations: 58

  Variable C X1 X1^2 X1*X2 X1*X3 X2 X2^2 X2*X3 X3 X3^2

  R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficient -14815 -475.0772 8.355637 -56024 -9.077744 1493.516 3.007249 -8.517790 -1168.419 9.799488

  Std. Error 4668.175 311.9366 3.216499 2.569825 5.202588 314.7669 0.797368 2.308811 439.6650 1.959912

  124.6217 Prob. F(9,48)

  0.0000 0.0000 0.0000 Prob. 0.7522 0.1343 0.0124 0.3065 0.0874 0.0000 0.0004 0.0006 0.0107 0.0000 23190.55 72565.58 22.35659 22.71184 22.49497

  55.61969 Prob. 卡方(9) 231.9616 Prob. 卡方(9)

  t-Statistic -0.317601 -1.522993 2.597742 -1.033543 -1.744852 4.744832 3.771471 -3.689253 -57520 4.999962

  0.958960 Mean dependent var 0.951265 S.D. dependent var 16019.55 Akaike info criterion 1.23E+10 Schwarz criterion -638.3412 Hannan-Quinn 规范。

  F-statistic 成绩(F)

  124.6217 Durbin-Watson stat 0.000000

  2.164166

  鉴于NR ^ 2的概率以内应当回绝零假定。