得如下回归结果(表77.1) 表7.7 Sample:19752004 Included observations: 30 76594794508334947300016 08077310022840353654200000 R-squared 978103 Mean dependent var 262 1725 d justed R-squared 0.977321 S.D. dependent var 159.3349 S.E. of regression 23.99515 Akaike info crite 9.25792 Log likelihood 36.8688 Fstatisti 1250713 Durbin-Watson stat 1.280986 Prob(F-statistic 从回归结果来看,t检验值、F检验值及R2都显著,但在显著性水平α=0.05上,DW值 d=1.28<d1=1.3,说明模型扰动项存在正自相关,需对模型进行修改。事实上,当年消 费不仅受当年收入的影响,而且还受过去各年收入水平的影响,因此,我们在上述模型中增 添货币收入总额ⅹ的滞后变量进行分析。如前所述,对分布滞后模型直接进行估计会存在 自由度损失和多重共线性等问题。在此,选择库伊克模型进行回归分析,即估计如下模型: Y=a+BoX,+BYa+ 利用所给数据,得回归结果(表772)。 表7.7 te;:0/9 Sample(adjusted): 1976 2004 Included observations: 29 after adjusting endpoints Coefficient Std Error t-Statistic Prob 1.5521050.11 0251865004353857717170.0000 08136280.06299112916570.0000 Adjusted R 093706:1 S.E. of regression 7.334900 Sum squared resid 2116. 294 Schwarz criter 7476344 g likelihood Durbin Watson stat 1215935 bb(F-statistic) 回归结果显示,t检验值、F检验值及R2都显著,但 d h=(1 VI-nvar(B) 29 (1-×1.215935) 29×0.062912 2.2442 在显著性水平α=0.05上,查标准正态分布表得临界值ha=1.96,由于得如下回归结果（表 7.7.1）。 表 7.7.1 从回归结果来看，t 检验值、F 检验值及 2 R 都显著，但在显著性水平  = 0.05 上，DW 值 d =1.28  dl =1.3 ，说明模型扰动项存在正自相关，需对模型进行修改。事实上，当年消 费不仅受当年收入的影响，而且还受过去各年收入水平的影响，因此，我们在上述模型中增 添货币收入总额 X 的滞后变量进行分析。如前所述，对分布滞后模型直接进行估计会存在 自由度损失和多重共线性等问题。在此，选择库伊克模型进行回归分析，即估计如下模型： * 1 * 1 * 0 * Yt =  +  Xt +  Yt− + ut 利用所给数据，得回归结果（表 7.7.2）。 表 7.7.2 回归结果显示，t 检验值、F 检验值及 2 R 都显著，但 2.2442 1 29 0.06291 29 1.215935) 2 1 (1 ) ˆ 1 ( ) 2 (1 2 * 1 = −  = −  − = − nVar  d n h 在 显 著 性 水 平  = 0.05 上 ， 查 标 准 正 态 分 布 表 得 临 界 值 1.96 2 h = ，由于