下面输入栏处输入w，如图4.3，连续两次确认OK后，得到表4.6的估计结果：
图4.3 表4.5
加权最小二乘法估计（WLS）结果为：
?=2.34+0.317LnX1+0.429LnX2 LnY
(3.23) (3.80) (9.61)
R2=0.9984 D.W.=1.72 F= 8602.18 RSS=0.3705
可以看出运用加权最小二乘法消除异方差性后，LnX1参数的t检验有了显著的改进，这表明即使在1%显著性水平下，都不能拒绝从事农业生产带来的纯收入对农户人均消费支出有着显著影响的假设。虽然LnX1的参数值有了较大程度的提高，但仍没有LnX2的参数估计值大，说明其他来源的纯收入确实比来自
农业经营的纯收入对农户人均消费支出的影响更大一些。
（3）检验加权回归模型的异方差性。
在命令栏中直接输入“ls w*log(Y) w w*log(X1) w*log(X2)”，按回车键，输出结果如表4.6：
表4.6
得到的加权回归模型的OLS回归结果：
?=2.34w+0.317wLnX1+0.429wLnX2 wLnY
对该模型进行怀特检验，得到无交叉乘积项的回归结果如表4.7所示：
表4.7
辅助回归结果为：
e2=6.524?8.415w+0.627wLnX1+0.427wLnX2+0.266w2
?0.003(wLnX1)2?0.001(wLnX2)2
R2=0.2699
怀特统计量nR2=31×0.2699=8.3669，该值小于5%显著性水平下、自由度为6的χ2分别的相应临界值χ20.05=12.59，因此，不拒绝同方差的原假设。
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