XX(-1)X(-2)X(-3)X(-4),点击OK,得到如图14所示的回归分析结果。图14由图14中数据我们得到可以看出,尽管拟合优度有所提高,但变量的系数大多数未通过显著性水平为5%的t检验。格兰杰因果关系检验:Granger因果关系检验结果,如图15所示:图15由图15中伴随概率知,在5%的显著性水平下,拒绝“X不是Y的格兰杰原因”的原假设,即“X是Y的格兰杰原因”;同时接受“Y不是X的格兰杰原因”。因此,从1阶滞后情况来看,X的增长是水资源总量增长的格兰杰原因,同时厂房开支Y增长不是是X增长的格兰杰原因,即水资源总量Y与X人均水资源量的增长有单向影响。3.表3中给出了中国1990—2009年以城乡储蓄存款新增额代表的居民当年储蓄及以GNP代表的居民当年收入的数据。以1999年为界,判断1999年前和1999年后的两个时期中国居民的储蓄—收入关系是否已发生变化。表3时间城镇居民家庭人均可支配收入X(元)城乡居民人民币储蓄存款年底余额Y(亿元)时间城镇居民家庭人均可支配收入X(元)城乡居民人民币储蓄存款年底余额Y(亿元)1990年1510.27119.62000年628064332.381991年1700.69244.92001年6859.673762.431992年2026.611757.32002年7702.886910.651993年2577.415203.52003年8472.2.651994年3496.221518.82004年9421.6.391995年428329662.32005年10493.991996年4838.938520.82006年11759.5.31997年5160.346279.82007年13785.8.191998年5425.153407.472008年15780.8.351999年585459621.832009年17174.7.66
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