计量经济学 我国农村人均生活消费支出与农村人均收入关系的计量分析Word文档格式.docx
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家庭设备
医疗保健
全
国
2415.47
3587.04
835.48
167.34
126.07
191.51
北
京
5681.09
8275.47
1836.31
451.63
303.46
575.80
天
津
3261.91
6227.94
1133.62
265.16
122.41
263.24
河
北
2246.29
3801.82
685.98
167.75
115.82
166.34
山
西
2039.80
3180.92
659.02
227.43
98.26
142.66
内蒙古
2378.60
3341.88
726.06
184.07
97.95
232.76
辽
宁
2740.97
4090.40
866.55
242.96
112.15
267.86
吉
林
2398.45
3641.13
818.37
189.90
105.11
256.28
黑龙江
2365.23
3552.43
747.54
198.85
79.26
253.84
上
海
7807.08
9138.65
2824.99
417.57
481.04
549.44
江
苏
3658.19
5813.23
1283.17
222.59
199.48
232.30
浙
江
5819.70
7334.81
2001.40
368.52
288.02
459.39
安
徽
2050.09
2969.08
697.37
138.18
116.76
165.02
福
建
3217.66
4834.75
1310.07
213.26
167.33
162.26
2111.73
3459.53
777.45
130.06
105.68
159.14
东
2867.30
4368.33
916.49
197.11
158.71
221.80
南
1875.98
3261.03
596.73
159.46
104.75
140.55
湖
2099.64
3419.35
686.75
144.26
134.17
172.44
2444.90
3389.62
918.18
137.66
129.51
196.54
广
3421.56
5079.78
1498.49
151.11
148.10
197.00
1917.97
2770.48
752.23
79.91
110.09
123.91
海
1759.26
3255.53
768.24
75.15
87.85
110.92
重
庆
1600.58
2873.83
577.76
113.27
117.24
159.68
四
川
1816.09
3002.38
675.71
132.85
112.21
160.31
贵
州
1167.92
1984.62
392.85
88.56
64.91
76.76
云
1597.26
2250.46
530.84
93.61
83.75
138.16
西
藏
1435.41
2435.02
500.57
175.18
117.00
54.37
陕
1938.60
2260.19
612.12
138.33
94.88
195.61
甘
肃
1365.33
2134.05
381.12
97.23
77.78
127.35
青
1657.87
2358.37
450.66
160.51
90.12
192.77
宁
夏
1824.87
2760.14
523.86
159.10
104.32
187.60
新
疆
1696.40
2737.28
494.47
182.85
70.79
189.69
变量选择和说明:
被解释变量即自变量:
农民人均生活消费支出
;
解释变量即因变量:
农民人均收入X,
建立以下模型,其表达式是:
Y=C+βX
四、异方差检验
根据表中的数据,采用EViews软件进行一下回归分析。
(一)、用OLS法参数估计
由上图可以得出Y=0.776790X-416.3708,可决系数和可调整的可决系数分别为0.9176、0.914868,非常的接近1,这表明利用线性模型解释它们之间的关系是比较适合的。
(二)异方差诊断
1.图示法检验
根据操作原理中的方法,可以绘制出被解释变量Y与解释变量X的散点图,如图所示:
从散点图形中可以看出,存在着随X的增加,散点分布的区域不是很明显有扩大趋势,所以继续检验异方差性。
绘制E2与X的散点图
从图中可以看出,残差平方随着人均收入的增加而不规则的变化,表明农村人均收入的方差是不同的,所以判定存在异方差。
2.怀特检验法
从表中可以看出N.R2=11.99249,自由度为2的X2分布在5%的显著性水平下对应临界值为5.991,很明显,在5%的显著性水平下可以拒绝原假设,即存在异方差。
3.goldfeld-quandt检验
前12个样本的OLS回归结果
后13个样本的OLS回归结果
进行F检验:
F=2943512/70398.24=41.812295,F0.05(12,13)=2.6,因此,很明显存在异方差性。
(三)异方差的处理
DependentVariable:
X
Method:
LeastSquares
Date:
10/22/13Time:
22:
30
Sample:
132
Includedobservations:
32
Weightingseries:
WI
Weighttype:
Inversestandarddeviation(EViewsdefaultscaling)
Whiteheteroskedasticity-consistentstandarderrors&
covariance
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
485.9328
12.63651
38.45466
0.0000
Y
1.314856
0.006958
188.9681
WeightedStatistics
R-squared
0.999453
Meandependentvar
2873.927
AdjustedR-squared
0.999434
S.D.dependentvar
16253.73
S.E.ofregression
0.007612
Akaikeinfocriterion
-6.857653
Sumsquaredresid
0.001738
Schwarzcriterion
-6.766044
Loglikelihood
111.7224
Hannan-Quinncriter.
-6.827287
F-statistic
54776.01
Durbin-Watsonstat
1.788654
Prob(F-statistic)
0.000000
Weightedmeandep.
2873.830
UnweightedStatistics
0.905737
3862.173
0.902594
1759.278
549.0683
9044279.
1.756710
表中包含了加权统计量和未加权统计量,比较加权统计量和未加权统计量可以发现,加权最小二乘估计得到的结果显著性比较高一些。