2=0.935685F=421.9023d=29 方法二：在EViews命令框中直接键入“LSYCX”,按回车，即出现回归结果。 若要显示回归结果的图形，在“Equation'”框中，点击“Resids”,即出现剩余项(Residual), 实际值(Actual、拟合值(Fitted)的图形，如图2.13所示。 2000 1000 5 500 505为53 -Residual 图2.13 四、模型检验 1、经济意义检验 所估计的参数B,=0.758511,说明城市居民人均年可支配收入每相差1元，可导致居 民消费支出相差0.758511元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。 2、拟合优度和统计检验 用EVws得出回归模型参数估计结果的同时，己经给出了用于模型检验的相关数据。 拟合优度的度量：由表2.6中可以看出，本例中可决系数为0.935685，说明所建模型整 体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市 居民人均年消费支出”的绝大部分差异作出了解释。 对回归系数的1检验：针对H,:月=0和H,B=0,由表26中还可以看出，估计的 回归系数月的标准误差和t值分别为：SE(月)=287.2649,1(B)=0.982520,B的标 准误差和1值分别为：SE(B,)=0.036928,1(月，)=20.54026.取a=0.05,查t分布表 得自由度为n-2=31-2=29的临界值6m(29)=2.045。因为 ()=0.982520<s(29)=2045，所以不能拒绝:月=0因为 1B,)=20.54026>6(29)=2.045,所以应拒绝H。:B=0。这表明，城市人均年可支 配收入对人均年消费支出有显著影响。9 2 r = 0.935685 F=421.9023 df=29 方法二：在 EViews 命令框中直接键入“LS Y C X”，按回车，即出现回归结果。 若要显示回归结果的图形，在“Equation”框中，点击“Resids”，即出现剩余项（Residual）、 实际值（Actual）、拟合值（Fitted）的图形，如图 2.13 所示。 图 2.13 四、模型检验 1、经济意义检验 所估计的参数 ^ 2 = 0.758511 ，说明城市居民人均年可支配收入每相差 1 元，可导致居 民消费支出相差 0.758511 元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。 2、拟合优度和统计检验 用 EViews 得出回归模型参数估计结果的同时，已经给出了用于模型检验的相关数据。 拟合优度的度量：由表 2.6 中可以看出，本例中可决系数为 0.935685，说明所建模型整 体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市 居民人均年消费支出”的绝大部分差异作出了解释。 对回归系数的 t 检验：针对 0 1 H : 0  = 和 0 2 H : 0  = ，由表 2.6 中还可以看出，估计的 回归系数 ^ 1 的标准误差和 t 值分别为： ^ 1 SE( ) 287.2649  = ， ^ 1 t( ) 0.982520  = ； ^ 2 的标 准误差和 t 值分别为： ^ 2 SE( ) 0.036928  = ， ^ 2 t( ) 20.54026  = 。取  = 0.05 ，查 t 分布表 得自由度为 n− = − = 2 31 2 29 的临界值 0.025 t (29) 2.045 = 。因为 ^ 1 0.025 t t ( ) 0.982520 (29) 2.045  =  = ，所以不能拒绝 0 1 H : 0  = ；因为 ^ 2 0.025 t t ( ) 20.54026 (29) 2.045  =  = ，所以应拒绝 0 2 H : 0  = 。这表明，城市人均年可支 配收入对人均年消费支出有显著影响