一元线性回归模型的估计与检验
发布时间:2013-07-11 10:36:22
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建立数据文件,画散点图,进行估计并检验
考察中国城镇居民2006年人均可支配收入与消费支出的关系(截面数据模型)
建立中国居民总量消费函数考察中国居民收入与消费的关系(时间序列数据模型)
1、掌握对经济现象中的有关变量进行相关分析
2、掌握使用OLS方法估计方程,熟悉操作过程中各选项和参数的设置
3、着重理解方程OLS估计的输出结果,对实际的输出结果给出有意义的分析
建立模型
模型检验
表 2.6.1 2006年中国内地各地区城镇居民家庭人均全年可支配收入
与人均全年消费性支出(元)
地区 | 消费性支出Y | 可支配收入X | 地区 | 消费性支出Y | 可支配收入X |
北 京 | 14825.41 | 19977.52 | 湖 北 | 7397.32 | 9802.65 |
天 津 | 10548.05 | 14283.09 | 湖 南 | 8169.30 | 10504.67 |
河 北 | 7343.49 | 10304.56 | 广 东 | 12432.22 | 16015.58 |
山 西 | 7170.94 | 10027.70 | 广 西 | 6791.95 | 9898.75 |
内蒙古 | 7666.61 | 10357.99 | 海 南 | 7126.78 | 9395.13 |
辽 宁 | 7987.49 | 10369.61 | 重 庆 | 9398.69 | 11569.74 |
吉 林 | 7352.64 | 9775.07 | 四 川 | 7524.81 | 9350.11 |
黑龙江 | 6655.43 | 9182.31 | 贵 州 | 6848.39 | 9116.61 |
上 海 | 14761.75 | 20667.91 | 云 南 | 7379.81 | 10069.89 |
江 苏 | 9628.59 | 14084.26 | 西 藏 | 6192.57 | 8941.08 |
浙 江 | 13348.51 | 18265.10 | 陕 西 | 7553.28 | 9267.70 |
安 徽 | 7294.73 | 9771.05 | 甘 肃 | 6974.21 | 8920.59 |
福 建 | 9807.71 | 13753.28 | 青 海 | 6530.11 | 9000.35 |
江 西 | 6645.54 | 9551.12 | 宁 夏 | 7205.57 | 9177.26 |
山 东 | 8468.40 | 12192.24 | 新 疆 | 6730.01 | 8871.27 |
河 南 | 6685.18 | 9810.26 | |||
资料来源:《中国统计年鉴》(2007)
假设拟建立如下一元回归模型:
一般可以写出如下回归分析结果:
(1.05) (31.39)
其中括号内的数为响应参数的t检验值,是可决系数,与D.W.是有关的两个检验统计量。
Dependent Variable: Y | ||||
Method: Least Squares | ||||
Date: 04/06/13 Time: 13:58 | ||||
Sample: 1 31 | ||||
Included observations: 31 | ||||
Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
C | 281.4993 | 268.9497 | 1.046662 | 0.3039 |
X | 0.714554 | 0.022760 | 31.39525 | 0.0000 |
R-squared | 0.971419 | Mean dependent var | 8401.467 | |
Adjusted R-squared | 0.970433 | S.D. dependent var | 2388.455 | |
S.E. of regression | 410.6928 | Akaike info criterion | 14.93591 | |
Sum squared resid | 4891388. | Schwarz criterion | 15.02842 | |
Log likelihood | -229.5066 | Hannan-Quinn criter. | 14.96607 | |
F-statistic | 985.6616 | Durbin-Watson stat | 1.461502 | |
Prob(F-statistic) | 0.000000 | |||
从回归估计的结果看,模型拟合较好。可决系数,表明城镇居民人均消费支出变化的97.14%可由人均可支配收入的变化来解释。从斜率项t检验值看,大于5%显著性水平下自由度n-2=29的临界值,且该斜率值满足0<0.7146<1,符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说,表明2006年,中国城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元,人均消费支出增加0.7146元。
表 2.6.3 中国居民总量消费支出与收入资料(亿元)
年份 | 实际可支配收入 | 居民实际消费总支出 | 年份 | 实际可支配收入 | 居民实际消费总支出 |
| X | Y |
| X | Y |
1978 | 6678.8 | 3806.7 | 1993 | 25897.3 | 13004.7 |
1979 | 7551.6 | 4273.2 | 1994 | 28783.4 | 13944.2 |
1980 | 7944.2 | 4605.5 | 1995 | 31175.4 | 15467.9 |
1981 | 8438 | 5063.9 | 1996 | 33853.7 | 17092.5 |
1982 | 9235.2 | 5482.4 | 1997 | 35956.2 | 18080.6 |
1983 | 10074.6 | 5983.2 | 1998 | 38140.9 | 19364.1 |
1984 | 11565 | 6745.7 | 1999 | 40277 | 20989.3 |
1985 | 11601.7 | 7729.2 | 2000 | 42964.6 | 22863.9 |
1986 | 13036.5 | 8210.9 | 2001 | 46385.4 | 24370.1 |
1987 | 14627.7 | 8840 | 2002 | 51274 | 26243.2 |
1988 | 15794 | 9560.5 | 2003 | 57408.1 | 28035 |
1989 | 15035.5 | 9085.5 | 2004 | 64623.1 | 30306.2 |
1990 | 16525.9 | 9450.9 | 2005 | 74580.4 | 33214.4 |
1991 | 18939.6 | 10375.8 | 2006 | 85623.1 | 36811.2 |
1992 | 22056.5 | 11815.3 |
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资料来源:根据《中国统计年鉴》(2001,2007)整理。
假设拟建立如下一元回归模型:
一般可以写出如下回归分析结果:
(6.2429) (47.0595)
其中括号内的数为响应参数的t检验值,是可决系数,与D.W.是有关的两个检验统计量。
Dependent Variable: Y | ||||
Method: Least Squares | ||||
Date: 04/06/13 Time: 14:22 | ||||
Sample: 1978 2006 | ||||
Included observations: 29 | ||||
Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
C | 2091.295 | 334.9869 | 6.242914 | 0.0000 |
X | 0.437527 | 0.009297 | 47.05950 | 0.0000 |
R-squared | 0.987955 | Mean dependent var | 14855.72 | |
Adjusted R-squared | 0.987509 | S.D. dependent var | 9472.076 | |
S.E. of regression | 1058.633 | Akaike info criterion | 16.83382 | |
Sum squared resid | 30259014 | Schwarz criterion | 16.92811 | |
Log likelihood | -242.0903 | Hannan-Quinn criter. | 16.86335 | |
F-statistic | 2214.596 | Durbin-Watson stat | 0.277155 | |
Prob(F-statistic) | 0.000000 | |||
从回归估计的结果看,模型拟合较好。可决系数,表明实际消费总支出变化的98.80%可由实际可支配收入的变化来解释。
截距项与斜率项的t检验值大于5%显著性水平下自由度n-2=27的临界值,且斜率项符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说,斜率项0.438表明,在1978—2006年间,以1990年价计的中国居民可支配总收入每增加1亿元,居民总量消费支出平均增加0.438亿元。