【正文】 行回歸，有：Dependent Variable: EEMethod: Least SquaresDate: 07/08/05 Time: 15:45Sample (adjusted): 1981 2003Included observations: 23 after adjustmentsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.對(duì)n=24和，5%的德賓沃森d統(tǒng)計(jì)量的臨界值為和，表明存在顯著的遺漏變量現(xiàn)象。那么GDP、Exchange以及兩者的線性組合是否被遺漏的重要變量呢？，錄入到EViews響應(yīng)的數(shù)據(jù)表中，考證IM=f(GDP)基本關(guān)系圖：對(duì)()進(jìn)行回歸,有回歸結(jié)果se= () ()t= () () DW= F= 并作()回歸的殘差圖：顯然，存在自相關(guān)現(xiàn)象，其主要原因可能是建模時(shí)遺漏了重要的相關(guān)變量造成的。因此，設(shè)定的回歸模型應(yīng)該為： ()其中：GDP為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，為GDP的線性函數(shù)，Exchange為美元兌換人民幣的匯率，為Exchange的線性函數(shù)。為了分析此模型是否有變量設(shè)定誤差，進(jìn)行變量設(shè)定誤差檢驗(yàn)。 單位：人民幣億元、億美元年份GDP進(jìn)口總額IM（人民幣）進(jìn)口總額IMdollar（美元）匯率EXCHANGE198019811982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003 數(shù)據(jù)來源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004》中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社設(shè)定如下的模型。而在實(shí)證分析中，儲(chǔ)蓄函數(shù)還應(yīng)當(dāng)考慮通貨膨脹因素。上述模型與城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款與國(guó)民總收入之間的散布圖是吻合的，與當(dāng)時(shí)中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況也是相符的。Prob(Fstatistic)即有： se=（）（） （） （） t = (） （） () () 由于各個(gè)系數(shù)的t檢驗(yàn)均大于2，表明各解釋變量的系數(shù)顯著地不等于0，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年增加額的回歸模型分別為： 這表明三個(gè)時(shí)期居民儲(chǔ)蓄增加額的回歸方程在統(tǒng)計(jì)意義上確實(shí)是不相同的。FstatisticDurbinWatson statSchwarz criterionLog likelihoodAkaike info criterionSum squared resid5290359.. dependent var. of regressionMean dependent varAdjusted RsquaredCGNI()*DUM1()*DUM2RsquaredD1和D2的選擇，是以1992000年兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)作為依據(jù)，,并設(shè)定了如下以加法和乘法兩種方式同時(shí)引入虛擬變量的的模型： 其中： 對(duì)上式進(jìn)行回歸后，有：Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 06/16/05 Time: 23:27Sample (adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjustmentsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.再?gòu)某青l(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款增量與國(guó)民總收入之間關(guān)系的散布圖看（），也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。為了研究1978—2003年期間城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變化,考證城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國(guó)民總收入隨時(shí)間的變化情況，如下圖所示：，尚無法得到居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。 國(guó)民總收入與居民儲(chǔ)蓄存款 單位：億元年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額（Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）年 份國(guó)民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額 （Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款增加額（YY）1978 NA1991 1979 1992 1980 1993 1981 1994 1982 1995 1983 1996 1984 1997 1985 1998 1986 1999 1987 2000 1988 2001 1989 2002 1990 2003 數(shù)據(jù)來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社。為了考察改革開放以來中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄存款與收入的關(guān)系是否已發(fā)生變化，以城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額代表居民儲(chǔ)蓄（Y），以國(guó)民總收入GNI代表城鄉(xiāng)居民收入，分析居民收入對(duì)儲(chǔ)蓄存款影響的數(shù)量關(guān)系。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 17:09Sample(adjusted): 1996:08 2005:05Included observations: 106 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CM2ZM2Z(1)M2Z(2)M2Z(3)M2Z(4)案例分析7改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入快速增長(zhǎng)，同時(shí)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄存款也迅速增長(zhǎng)。Dependent Variable: TBZSMethod: Least SquaresDate: 07/03/05 Time: 17:10Sample(adjusted): 1996:02 2005:05Included observations: 112 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CM2ZRsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)從回歸結(jié)果來看，M2Z的t統(tǒng)計(jì)量值不顯著，表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)當(dāng)期物價(jià)水平的影響在統(tǒng)計(jì)意義上不明顯。為了考察貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)物價(jià)的影響，我們用廣義貨幣M2的月增長(zhǎng)量M2Z作為解釋變量，以居民消費(fèi)價(jià)格月度同比指數(shù)TBZS為被解釋變量進(jìn)行研究。下面采集1996－2005年全國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的月度數(shù)據(jù)（）對(duì)這一問題進(jìn)行研究。有研究表明，西方國(guó)家的通貨膨脹時(shí)滯大約為2—3個(gè)季度?！尽? 貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，產(chǎn)生通貨膨脹的必要條件是貨幣的超量供應(yīng)。因此，輸出結(jié)果中PDL0PDL0PDL03對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)不是阿爾蒙多項(xiàng)式系數(shù)的估計(jì)。在Estimation Settings欄中選擇Least Squares(最小二乘法)，點(diǎn)擊OK，屏幕將顯示回歸分析結(jié)果（）。將它們代入分布滯后系數(shù)的阿爾蒙多項(xiàng)式中，可計(jì)算出的估計(jì)值為：從而，分布滯后模型的最終估計(jì)式為：在實(shí)際應(yīng)用中，Eviews提供了多項(xiàng)式分布滯后指令“PDL”用于估計(jì)分布滯后模型。進(jìn)入Equation Specification 對(duì)話欄，鍵入回歸方程形式Y(jié) C Z0 Z1 Z2點(diǎn)擊“OK”，顯示回歸結(jié)果（）。盡管經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法具有一些優(yōu)點(diǎn)，但是設(shè)置權(quán)數(shù)的主觀隨意性較大，要求分析者對(duì)實(shí)際問題的特征有比較透徹的了解。雖然這個(gè)模型可能還存在某些其他需要進(jìn)一步解決的問題，但這一估計(jì)結(jié)果或許比引子中的結(jié)論更為接近真實(shí)情況。 （）括號(hào)中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量值。權(quán)數(shù)的生成過程如下，在對(duì)話框中的Enter Quation處，按如下格式分別鍵入：；；，經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)的效果最好。，由White檢驗(yàn)知，在下，查分布表,得臨界值（在（）式中只有兩項(xiàng)含有解釋變量，故自由度為2），比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)椋?，所以拒絕原假設(shè)，不拒絕備擇假設(shè)，表明模型存在異方差。（三）White檢驗(yàn)，按路徑view/residual tests/white heteroskedasticity（no cross terms or cross terms），進(jìn)入White檢驗(yàn)。根據(jù)GoldfeldQuanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為 （）（4）判斷。在Sample菜單里，將區(qū)間定義為1—8，然后用OLS方法求得如下結(jié)果在Sample菜單里,將區(qū)間定義為14—21，再用OLS方法求得如下結(jié)果（3）求F統(tǒng)計(jì)量值。（2）構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。在Procs菜單里選Sort Series命令，出現(xiàn)排序?qū)υ捒?，如果以遞增型排序，選Ascenging，如果以遞減型排序，則應(yīng)選Descending，鍵入X，點(diǎn)ok。（二）GoldfeldQuanadt檢驗(yàn)EViews軟件操作。殘差平方對(duì)解釋變量X的散點(diǎn)圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方隨的變動(dòng)呈增大的趨勢(shì)，因此，模型很可能存在異方差。選擇變量名X與e2（注意選擇變量的順序，先選的變量將在圖形中表示橫軸，后選的變量表示縱軸），進(jìn)入數(shù)據(jù)列表，再按路徑view/graph/scatter，可得散點(diǎn)圖。生成過程如下，先按路徑：Procs/Generate Series，進(jìn)入Generate Series by Equation對(duì)話框，即 然后，在Generate Series by Equation對(duì)話框中（），鍵入“e2=（resid）^2”，則生成序列。（1）生成殘差平方序列。（一）圖形法EViews軟件操作。 三、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲畋纠玫氖撬拇ㄊ?000年各地市州的醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)和人口數(shù)，由于地區(qū)之間存在的不同人口數(shù)，因此，對(duì)各種醫(yī)療機(jī)構(gòu)的設(shè)置數(shù)量會(huì)存在不同的需求，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差，從而影響模型的估計(jì)和運(yùn)用。由2001年《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》得到如下數(shù)據(jù)。案例分析5一、問題的提出和模型設(shè)定根據(jù)本章引子提出的問題，為了給制定醫(yī)療機(jī)構(gòu)的規(guī)劃提供依據(jù)，分析比較醫(yī)療機(jī)構(gòu)與人口數(shù)量的關(guān)系，建立衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)與人口數(shù)的回歸模型?？梢钥闯鲞\(yùn)用加權(quán)小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著，并說明人口數(shù)量每增加1萬人。下面僅給出用權(quán)數(shù)的結(jié)果。 四、異方差性的修正 （一）加權(quán)最小二乘法（WLS）在運(yùn)用WLS法估計(jì)過程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)。根據(jù)White檢驗(yàn)中輔助函數(shù)的構(gòu)造，最后一項(xiàng)為變量的交叉乘積項(xiàng)，因?yàn)楸纠秊橐辉瘮?shù)，故無交叉乘積項(xiàng)，因此應(yīng)選no cross terms，則輔助函數(shù)為 （）