eviews一元線性回歸案例

1、Page 1中國農(nóng)村居民消費模型小組成員：2 2經(jīng)典計量經(jīng)濟學模型建立過程經(jīng)典計量經(jīng)濟學模型建立過程 1. 理論模型的設(shè)置理論模型的設(shè)置 2. 模型參數(shù)的最小二乘估計模型參數(shù)的最小二乘估計 3. 計量經(jīng)濟學模型的四級檢驗計量經(jīng)濟學模型的四級檢驗 3.1 經(jīng)濟意義檢驗經(jīng)濟意義檢驗 3.2 統(tǒng)計檢驗統(tǒng)計檢驗 3.2.1 擬合優(yōu)度檢驗：擬合優(yōu)度檢驗：R2 檢驗檢驗 3.2.2 模型總體的顯著性檢驗：模型總體的顯著性檢驗：F檢驗檢驗 3.2.3 變量的顯著性檢驗：變量的顯著性檢驗：t 檢驗檢驗3 3 3.3 計量經(jīng)濟學檢驗計量經(jīng)濟學檢驗 3.3.1 異方差性檢驗異方差性檢驗 3.3.2 自相關(guān)性（序列

2、相關(guān)性）檢驗自相關(guān)性（序列相關(guān)性）檢驗 3.3.3 多重共線性檢驗多重共線性檢驗 3.4 預(yù)測檢驗（可選項目）預(yù)測檢驗（可選項目） 4. 模型的修正與再檢驗?zāi)Ｐ偷男拚c再檢驗 4.1 模型的修正模型的修正 4.2 修正模型的再檢驗修正模型的再檢驗 5. 模型的應(yīng)用模型的應(yīng)用 5.1 結(jié)構(gòu)分析結(jié)構(gòu)分析 5.2 經(jīng)濟預(yù)測經(jīng)濟預(yù)測45iiiuXY10Y與X的變化趨勢是線性的。因此建立Y與X之間的一元線性回歸模型：19個樣本，1個解釋變量6最小二乘回歸法最小二乘回歸法106.75740.599781ttXY邊際消費傾向，自發(fā)消費。參數(shù)的大小和符號均符合經(jīng)濟理論。擬合優(yōu)度檢驗：R2 檢驗 ，擬合優(yōu)度很高

3、。變量的顯著性檢驗：t 檢驗，拒絕原假設(shè)，則回歸系數(shù)均顯著不為零。=0.05，查自由度v=19-2=17的t分布表，得臨界值t0.025(17)=2.11最小二最小二乘回歸乘回歸法法 t=（28.036）（8.734）R2=0.9788317異方差性異方差性懷特檢驗法懷特檢驗法nR2=1.648682prob=0.438524=0.05，則不拒絕原假設(shè)“模型不存在異方差性”。8自相關(guān)檢驗自相關(guān)檢驗vDW檢驗檢驗vDW=0.77v查表查表n=19,k=1,=5%,得得dL=1.18，dU=1.40v由于由于DWdL，所以模型存在正自相關(guān)。，所以模型存在正自相關(guān)。9LM檢驗檢驗LM=nR2=4.5

4、69035prob=0.032555=0.05，則拒絕“模型不存在一階自相關(guān)”的原假設(shè)，認為回歸模型具有明顯的一階自相關(guān)性10LM=nR2=6.390984prob=0.040946=0.05，則不拒絕“模型不存在三階階自相關(guān)”的原假設(shè)。12二階自相關(guān)的消除二階自相關(guān)的消除引入自相關(guān)誤差矯正項引入自相關(guān)誤差矯正項AR(1)dL=1.18DW=1.39dU=1.40，依據(jù)判別準則，隨機誤差項尚未消除自相關(guān)13引入自相關(guān)誤差矯正項引入自相關(guān)誤差矯正項AR(1)和和AR(2)dU=1.40DW=2.14(4-dU)=2.82，依據(jù)判別準則，隨機誤差項已消除自相關(guān)14整理、變換：整理、變換：)2(4194.0-)1 (7819.05876.03205.115ARARXYtt8949.1804194. 07819. 013205.1150最終結(jié)果：最終結(jié)果：ttXY5876.08949.18015v我們得到最終的中國農(nóng)村居民消費模型我們得到最終的中國農(nóng)村居民消費模型 由此由此可知，中國農(nóng)村居民的邊際消費傾向可知，中國農(nóng)村居民的邊際消費傾向為為0.5876，即中國農(nóng)民收入每增加，即中國農(nóng)民收入每增加1元，消費支元，消費支出將平均增加出將平均增加0.5876元。元。中國居民的自發(fā)性消中國居民的自發(fā)性消費為費為180.8949元。元。模型的應(yīng)用模型的應(yīng)