表5
由表5得：Y5的方程如下：Y5=97.78475+0.048290X (1.065594) (5.574133)
F=31.07096 R2=0.508768 DW=1.233988 表6
由表6得：Y6的方程如下：Y6=-563.4633+0.148216X (-4261891) (11.87497)
F=141.0148 R2=0.824577 DW=1.900972
表7
由表7得：Y7的方程如下：Y7=-328.4008+0.135741X (-3.732733) (16.34307)
F=267.0960 R2=0.899023 DW=1.782632 表8
由表8得：Y8的方程如下：Y8=-25.32887+0.029874X (-0.710893) (8.881363)
F=78.87861 R2=0.724464 DW=1.897191
2、 经济意义检验
从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC应满足0〈 MPC〈 1。 根据OLS回归所得：
?1=0.228199 ?2=0.030472 ?3=0.063829 ?4=0.043781 ?5=0.048290 ?6=0.148216 ?7=0.135741 ?8=0.029874
均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。
?i是样本回归方程的斜率，它表示我国城镇居民的边际消费倾向，说明年人均可支配收入每增加一元，将有i元用于消费支出，?是样本回归方程的截距，它表示不变可支配收入影响的自发消费行为。 3、 统计推断的检验
①收入对食品支出的影响
R2=0.792057说明总离差平方和的79.2057%被样本回归直线解释，有21%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度比较高的。
t=10.68974查表t0.05=2.763 t>t0.05 n-2=28， 说明收入增加对食品支出影响显著
②收入对衣着支出的影响
R2 =0.234648模型整体拟合优度较差
t=3.032762 R2=0.721647 模型整体拟合优度较好 t=8.819120>t0.05,可支配收入对居住有显著影响 ④收入对家庭设备及服务的影响 R2=0.815335模型整体拟合优度较好 t=11.550896>t0.05,可支配收入对住家庭设备及服务有显著影响 ⑤收入对医疗保健的影响 R2=0.508768模型整体拟合优度一般 t=5.574133>t0.05,可支配收入对医疗保健有显著影响 ⑥收入对交通通信的影响 R2=0.824577模型整体拟合优度较好 t=11.87497>t0.05可支配收入对交通通信有显著影响。 ⑦收入对教育文化娱乐的影响 R2=0.899023模型整体拟合优度较好 t=16.34307>t0.05可支配收入对教育文化娱乐有显著影响。 ⑧收入对杂项商品和服务的影响 R2=0.724464模型整体拟合优度较好 t=8.881363>t0.05可支配收入对对杂项商品和服务有显著影响 4、 多重共线性检验 因为在所建立模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。 5、 异方差性的检验 在Eviews软件中，运用Goldfeld-Quandt检验法，将x（收入）以递增型排序，构造子样本区间，建立回归模型，本文中样本容量n=30，删除中间1/4的观测值，约大约8个观测值，余下部分平分为两个样本区间：1—11、20—30，样本个数为n1=n2=11。用OLS方法求解。将得到的OLS回归结果整理后得到表9： 表9 Y1 Yi Y2 Y3 Y4 Y5 Y6 Y7 Y8 2?e1i(1-11) 599842.28 227121.4 27801.74 26279.42 78905.07 51931.29 152540.1 5217.276 1569684 2.6168 356923.9 241008.4 23475.08 194362.0 898944.7 280759.4 28443.68 1.5715 8.6689 0.8933 2.4632 17.3102 1.8406 5.4518 ?e22i(20-30) F 查F分布表得：F0.05(9,9)=3.18，结合表得，Y3,Y6,Y8的F值大于F0.05(9,9)，故，Y3,Y6,Y8的模型存在异方差。而Y1,Y2,Y4,Y5,Y7的模型不存在异方差。 则运用加权最小二乘法（WLS）对Y3,Y6,Y8进行修正： ①修正Y3:权数（w=1/x2） 表10 得到新的Y3的模型方程：Y3=66.98557+0.070954X (0.593036) (5.618258) F=31.56482 R2=0.755456 DW=1.376506 ②修正Y6权数（w=1/sqr（x）） 表11