eviews一元線性回歸案例

1、Page 1中國農村居民消費模型小組成員：2 2經典計量經濟學模型建立過程經典計量經濟學模型建立過程 1. 理論模型的設置理論模型的設置 2. 模型參數的最小二乘估計模型參數的最小二乘估計 3. 計量經濟學模型的四級檢驗計量經濟學模型的四級檢驗 3.1 經濟意義檢驗經濟意義檢驗 3.2 統計檢驗統計檢驗 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 計量經濟學檢驗計量經濟學檢驗 3.3.1 異方差性檢驗異方差性檢驗 3.3.2 自相關性（序列

2、相關性）檢驗自相關性（序列相關性）檢驗 3.3.3 多重共線性檢驗多重共線性檢驗 3.4 預測檢驗（可選項目）預測檢驗（可選項目） 4. 模型的修正與再檢驗模型的修正與再檢驗 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. 模型的應用模型的應用 5.1 結構分析結構分析 5.2 經濟預測經濟預測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。參數的大小和符號均符合經濟理論。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，則回歸系數均顯著不為零。=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“模型不存在異方差性”。8自相關檢驗自相關檢驗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。，所以模型存在正自相關。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”的原假設，認為回歸模型具有明顯的一階自相關性10LM=nR2=6.390984prob=0.040946=0.05，則不拒絕“模型不存在三階階自相關”的原假設。12二階自相關的消除二階自相關的消除引入自相關誤差矯正項引入自相關誤差矯正項AR(1)dL=1.18DW=1.39dU=1.40，依據判別準則，隨機誤差項尚未消除自相關13引入自相關誤差矯正項引入自相關誤差矯正項AR(1)和和AR(2)dU=1.40DW=2.14(4-dU)=2.82，依據判別準則，隨機誤差項已消除自相關14整理、變換：整理、變換：)2(4194.0-)1 (7819.05876.03205.115ARARXYtt8949.1804194. 07819. 013205.1150最終結果：最終結果：ttXY5876.08949.18015v我們得到最終的中國農村居民消費模型我們得到最終的中國農村居民消費模型 由此由此可知，中國農村居民的邊際消費傾向可知，中國農村居民的邊際消費傾向為為0.5876，即中國農民收入每增加，即中國農民收入每增加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。模型的應用模型的應