计量经济学检验报告Word文件下载.docx
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10304.56
6699.67
山西
7170.94
10027.70
6342.63
内家古
7666.61
10357.99
6928.60
辽宁
7987.49
10369.61
7369.27
吉林
7352.64
9775.07
6794.71
黑龙江
6655.43
9182.31
6178.01
上海
14761.75
20667.91
13773.41
江苏
9628.59
14084.26
8621.82
浙江
13348.51
18265.10
12253.74
安徽
7294.73
9771.05
6367.67
福建
9807.71
13753.28
8794.41
江西
6645.54
9551.12
6109.39
山东
8468.40
12192.24
7457.31
河南
6685.18
9810.26
6038.02
湖北
7397.32
9802.65
6736.56
湖南
8169.30
10504.67
7504.99
广东
12432.22
16015.58
11809.87
广西
6791.95
9898.75
7032.80
海南
7126.78
9395.13
5928.79
重庆
9398.69
11569.74
8623.29
四川
7524.81
9350.11
6891.27
贵州
6848.39
9116.61
6159.29
云南
7379.81
10069.89
6996.90
西藏
6192.57
8941.08
8617.11
陕西
7553.28
9267.70
6656.46
甘肃
6974.21
8920.59
6529.20
青海
6530.11
9000.35
6245.26
宁夏
7205.57
9177.26
6404.31
新疆
6730.01
8871.27
6207.52
Y……X1X2
结合图行及所学的经济学理论，建立模型:
丫=0+1Xj+2%+
2.估计参数
首先对模型有如下假设:
（1）零均值：
E（ui）0i1,2,3,,n
（3）随机扰动项与解释变量不相关：
Cov（Xji,Ui）0
（4）无多重共线性
2
（5）残差的正态性：
i~N（°
）
根据以上假设，用Eviews软件得出以下结果:
时磊忖呎…
表2
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
12/08/13Time:
15:
36
Sample:
131
Includedobservations:
31
Variable
Coeffici
ent
Std.
Error
t-Statist
ic
Prob.
C
143.3743
260.4048
0.550583
0.5863
X1
0.555654
0.075309
7.378355
0.0000
X2
0.250065
0.113636
2.200584
0.0362
R-squared
0.975633
Meandependent
8401.46
var
7
Adjusted
0.973893
S.D.dependent
2388.45
5
S.E.of
385.9202
Akaikeinfo
14.8409
regression
criterion
Sumsquaredresid4170163.
Schwarz
14.9796
8
Loglikelihood
-227.034
F-statistic
560.553
3
Durbin-Watson
1.843473
0.00000
stat
Prob（F-statistic）
在本例中，参数估计的结果为：
丫=143.3743+0.555654X1+0.250065X2
260.40480.0753090.113636
T=（0.550583）（7.378355）（2.200584）
R2=0.975633,R2-=0.973893F=560.5533df=29
时磊5说-
ResidT=4170163
3.模型检验
1、经济意义检验
所估计的参数B0=143.3743表示自发性消费支出平均为143.3743，符合经济学意义，B仁0.55565，说明当上年城镇居民家庭人均消费支出不变时，今年城市居民人均可支配收入每相差1元，可导致今年城镇居民家庭人均消费支出平均相差0.55565元，这与经济学中边际消费倾向的意义相符，B2=0.250065表示当今年城镇居民家庭人均可支配收入时，去年城镇居民家庭人均消费支出每变动一个单位，今年城镇居民家庭人均消费支出同向平均变动0.250065个单位。
2、拟合优度和统计检验
用EViews得出回归模型参数估计结果的同时，已经给出了用于模型检验的相关数据。
拟合优度的度量：
由表2中可以看出，本例中调整可决系数为0.973893，
说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城市居民人均可支配收
入”、“去年城市居民人均年消费支出”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的97.3893%差异作出了解释。
3、变量的显著性检验（t检验）
针对H0:
B仁B2=0,H1：
Bj不全为零，由表2中还可以看出，估计的回归系数B1的标准误差和t值分别为：
Se（B1）=0.075309，t（31）=7.378355；
?
2的标准误差和t值分别为：
Se（32）=0.113636，t（32）=2.200584。
取°
.°
5，
查t分布表得自由度为n231229的临界值t0.025（29）2.045。
因为上（?
1）=7.378355＞如25（29）2.045，t（32）=2.200584＞圮°
25（29）2.045所以拒绝H0：
仁32=0,接受H1,这表明，城镇居民人均年可支配收入及去年城镇居民人均年消费支出对人均年消费支出有显著影响。
4.参数的置信区间
在变量的显著性检验中已经知道
时磊5说
容易推出：
在1-a的置信度下卩j的置信区间是
（卩j-ta/2*Se（卩j）,卩j+ta/2*Se（卩j））
从回归计算中得到
B仁0.55565,Se（卩1）=0.075309
B2=0.250065,Se（32）=0.113636
0.482451）,
由此得出31和32置信区间为（0.401644,0.709657）和（0.017679,
5.回归预测
用EViews作回归预测，
得到如下数据，
见表3
Y
Mean
8401.467
11363.69
7773.217
Median
7379.810
9898.750
6891.270
Maximum
Minimum
6192.570
8871.270
5928.790
Std.Dev.
2388.455
3294.469
2183.308
Skewness
1.647935
1.691973
1.615209
Kurtosis
4.586318
4.739267
4.471055
17.28142
18.69835
16.27449
Jarque-Bera
0.000177
0.000087
0.000292
Probability
31
Observation
S
根据表3的数据及Y=143.3743+0.555654X1+0.250065X2可计算:
当X1=11363.69,X2=7773.217，贝UY=8401.467。
6.异方差性检验
6.1.利用图示检验法，作城市居民人均年食品类消费支出（X）和普通最小二乘法
估计出的残差平方的散点图，如图1：
X
图1
6.2.利用G-Q检验
先将数据按照X的升序进行排列，将中间的7个数据除去，把剩下的观测值划
分为较大与较小的容量相同的两子字样本，分别对子样本进行普通最小二乘回
归，计算得出较小样本残差平方和为RSS1=3319849,较大样本残差平方和为RSS2=1761084；
在同方差假定下，构造满足F分布的统计量：
F=RSS1/RSS2=1.885>
F（10,10）=2.97显著性水平为5%），则拒绝同方差假定，表明存在异方差性。
6.3.利用White检验法进行检验
WhiteHeteroskedasticityTest:
0.76409
0.4752
22
Obs*R-squared
1.60436
0.4483
1
50
TestEquation:
DependentV
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