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簡(jiǎn)單回歸分析計(jì)算例簡(jiǎn)單回歸分析計(jì)算例/簡(jiǎn)單回歸分析計(jì)算例【例9-3】-【例9-8】簡(jiǎn)單回歸分析計(jì)算舉例利用例9-1的表9-1中已給出我國歷年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入的數(shù)據(jù),(1)估計(jì)我國城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向和基礎(chǔ)消費(fèi)水平。(2)計(jì)算我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)的總體方差S2和回歸估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差S。(3)對(duì)我國城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向進(jìn)行置信度為95%的區(qū)間估計(jì)。(4)計(jì)算樣本回歸方程的決定系數(shù)。(5)以5%的顯著水平檢驗(yàn)可支配收入是否對(duì)消費(fèi)支出有顯著影響;對(duì)Ho:β2=0.7,H1:β2<0.7進(jìn)行檢驗(yàn)。(6)假定已知某居民家庭的年人均可支配收入為8千元,要求利用例9-3中擬合的樣本回歸方程與有關(guān)數(shù)據(jù),計(jì)算該居民家庭置信度為95%的年人均消費(fèi)支出的預(yù)測(cè)區(qū)間。解:(1)教材中的【例9-3】Yt=β1+β2Xt+ut將表9-1中合計(jì)欄的有關(guān)數(shù)據(jù)代入(9.19)和(9.20)式,可得:==0.6724=97.228÷14-0.6724×129.009÷14=0.7489樣本回歸方程為:=0.7489+0.6724Xt上式中:0.6724是邊際消費(fèi)傾向,表示人均可支配收入每增加1千元,人均消費(fèi)支出會(huì)增加0.6724千元;0.7489是基本消費(fèi)水平,即與收入無關(guān)最基本的人均消費(fèi)為0.7489千元。(2)教材中的【例9-4】將例9-1中給出的有關(guān)數(shù)據(jù)和以上得到的回歸系數(shù)估計(jì)值代入(9.23)式,得:=771.9598-0.7489×97.228-0.6724×1039.683=0.0808將以上結(jié)果代入(9.21)式,可得:S2=0.0808/(14-2)=0.006732進(jìn)而有:S==0.082047(3)教材中的【例9-5】將前面已求得的有關(guān)數(shù)據(jù)代入(9.34)式,可得:=0.082047÷=0.0056查t分布表可知:顯著水平為5%,自由度為12的t分布雙側(cè)臨界值是2.1788,前面已求得,將其代入(9.32)式,可得:即:(4)教材中的【例9-6】r2=1-=1-=0.9992上式中的SST是利用表9-1中給出的數(shù)據(jù)按下式計(jì)算的:SST=∑-(∑Yt)2/n=771.9598-(97.228)2÷14=96.7252(5)教材中的【例9-7】首先,檢驗(yàn)收入對(duì)消費(fèi)支出是否有顯著影響,提出假設(shè)Ho:β2=0,H1:β2≠0。利用(9.40)式計(jì)算t值=0.0.6724/0.0056=119.82查t分布表可知:顯著水平為5%,自由度為12的雙側(cè)t檢驗(yàn)的臨界值是2.178。以上計(jì)算的t值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于此臨界值,所以拒絕原假設(shè),接受備擇假設(shè),即認(rèn)為可支配收入對(duì)消費(fèi)支出的影響是非常顯著的。其次,對(duì)邊際消費(fèi)傾向是否明顯小于0.7進(jìn)行檢驗(yàn)。利用(9.40)式計(jì)算t值=(0.6724-0.7)/0.0056=-4.9210查t分布表可知:顯著水平為5%,自由度為12的單側(cè)t檢驗(yàn)的臨界值是1.782。因?yàn)橛?jì)算的t值的絕對(duì)值大于此臨界值,所以否定β2=0.7的原假設(shè),接受備擇假設(shè),認(rèn)為我國城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向小于0.7。(6)教材中的【例9-8】將有關(guān)數(shù)據(jù)代入擬合好的樣本回歸方程,可得:=0.7489+0.6724Xf=0.7489+0.6724×8=6.1280(千元)從前面幾例的結(jié)果可知:S=0.0820,n=14,213.7673,將其代入求預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)值的公式(9.47)式,有Sef=0.0820=0.0852(千元)查t分布表可知:顯著水平為5%,自由度為12的雙側(cè)t檢驗(yàn)的臨界值是2.178。因此,當(dāng)人均可支配收入為8千元時(shí),置信

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