X2的系数估计值为负参数经济意义不合理予以剔除。
2、加入X3重新估计方程得到回归结果为
YΛ52135102091869X50209898X3
t135600123384661199823
R20762257F2725294
可以发现X3的系数估计值为负参数经济意义不合理予以剔除。
3、加入X1重新估计方程得到回归结果为
YΛ64569780870047X50614831X4
t835967712929468480448
R20950698F1639052
可以发现X1的系数估计值高度显著保留X1。
f4、加入X4重新估计方程得到回归结果为
YΛ67319590564664X50812037X10104856X4
t1202244635656711443584100895
R20985263F2339970
可以发现X4的系数估计值为负参数经济意义不合理予以剔除。综上保留X1、X5两个解释变量最终得
Depe
de
tVariableY
MethodLeastSquares
Date060117Time2055
Sample19962015
I
cludedobservatio
s20
VariableCoefficie
tStdErrortStatisticProb
C64569787723957835967700000
X508700470067292129294600000
X106148310072500848044800000
Rsquared0950698Mea
depe
de
tvar5186143AdjustedRsquared0944897SDdepe
de
tvar5548066
SEofregressio
1302352Akaikei
focriterio
1731921
Sumsquaredresid28834031Schwarzcriterio
1746857
Loglikelihood1701921Ha
a
Qui
criter1734837
Fstatistic1639052Durbi
Watso
stat0842832
ProbFstatistic0000000
YΛ64569780870047X50614831X1
t835967712929468480448
R20950698修正R20944897F1639052DW值0842832二自相关性检验利用拉格朗日乘数检验法
结果如下
BreuschGodfreySerialCorrelatio
LMTest
Fstatistic3000670ProbF21500801
ObsRsquared5715197ProbChiSquare200574
TestEquatio
Depe
de
tVariableRESID
MethodLeastSquares
Date060117Time2100
Sample19962015
fI
cludedobservatio
s20
Presamplemissi
gvaluelaggedresidualssettozero
VariableCoefficie
tStdErrortStatisticProb
C34058487926910042965606736
X500030610060569005054309604
X100330240073925044671706615
RESID105904170253959232485300345
RESID200982700280190035072507307
Rsquared0285760Mea
depe
de
tvar873E12
AdjustedRsquared0095296SDdepe
de
tvar1231901
SEofregressio
1171734Akaikei
focriterio
1718268
Sumsquaredresid20594423Schwarzcriterio
1743161
Loglikelihood1668268Ha
a
Qui
criter1723127
Fstatistic1500335Durbi
Watso
stat1929589
ProbFstatistic0251886
由上表可知TR220028576057152P00574接受原假设即不存在自相关性。
五、预测
假设2016年耕地灌溉面积为67000千公顷粮食播种面积114400千公顷对2016年粮食产量进项预测。
在新生成的文件夹中可知YΛ20166406007SE149808。Y的置信区间为YΛ
ta2SEY2016YΛ2016ta2SEta2
k1tar