计量经济学 Chow(邹氏)检验 检验模型是否存在结构性变化 Eviews6
如何用EViews进行计量经济学分析
如何用EViews进行计量经济学分析EViews是一个功能强大的计量经济学软件，广泛应用于经济学和金融学领域。
本文将介绍如何使用EViews进行计量经济学分析。
一、EViews的基本功能和特点EViews是一款广泛用于经济学分析的软件，具有以下几个特点：1. 数据管理：EViews可以方便地导入、处理和管理各种类型的数据，包括时间序列数据和截面数据。
2. 统计分析：EViews提供了丰富的统计分析和计量经济学方法，如描述统计、回归分析、时间序列分析等。
3. 模型建立：EViews支持各种经济模型的建立和估计，如线性回归模型、ARMA模型、VAR模型等。
4. 图表展示：EViews具有强大的图表绘制功能，可以帮助用户直观地展示数据和分析结果。
二、使用EViews进行计量经济学分析的步骤下面将以线性回归模型为例，介绍如何使用EViews进行计量经济学分析。
1. 导入数据首先，将需要分析的数据导入EViews。
通过点击"File"菜单，选择"Import"，然后选择合适的数据文件类型进行导入。
2. 创建工作文件在导入数据后，可以创建一个新的工作文件，以便进行后续的分析和建模操作。
点击"File"菜单，选择"New"，然后选择"Workfile"创建一个新的工作文件。
3. 创建方程在工作文件中，可以创建一个回归模型方程。
点击"Quick"菜单，选择"Estimate Equation"，然后在弹出的对话框中输入回归方程的表达式和变量。
4. 估计模型在创建回归方程后，可以进行模型的估计。
点击"EViews"菜单，选择"Estimate Equation"，然后选择适当的估计方法和设置。
5. 解释结果估计模型后，EViews将显示回归结果的详细报告。
计量经济学chow(邹氏)检验检验模型是否存在结构性变化eviews6
数学与统计学院实验报告院（系）：数学与统计学学院学号：姓名：实验课程：计量经济学指导教师:实验类型（验证性、演示性、综合性、设计性）：验证性实验时间：2017年 3 月 15 日一、实验课题Chow检验（邹氏检验）二、实验目的和意义1 建立财政支出模型表1给出了1952-2004年中国财政支出（Fin）的年度数据（以1952年为基期，用消费价格指数进行平减后得数据）。
试根据财政支出随时间变化的特征建立相应的模型。
表1obs Fin obs Fin obs Fin19521970198819531971198919541972199019551973691199119561974199219571975199319581976199419591977199519601978199619611979199719621980199819631981199919641982200019651983200119661984200219671985200319681986200419691987步骤提示：（1）做变量fin的散点图，观察规律，看在不同时期是否有结构性变化。
（2）建立时间变量t=1，2，…，做Fin关于t的线性回归模型，并对其做参数结构稳定性检验（Chow检验或Chow预测检验）（建立变量t的方法是：t=@trend()+1）三、解题思路（1）Eviews6---建立fin的连续序列（object--series）---画散点图（view—graph—dot plot）（2）建立t的时间变量（quick—generate series—t=@trend()+1）---建立fin、t的方程（quick--estimate equation—fin c t）---chow检验（view—stability test—chow breakpoint test—断点为1996）---建立三个方程（一个受约束方程，两个不受约束方程）---比较1996年属于不受约束方程那个方程四、实验过程记录与结果（1）、散点图通过散点图可以发现，1996年存在结构性变化（针对斜率96年前后突然变大）（2）chow检验受约束模型：由该方程发现，残差存在明显的相关性，即存在自相关性，进行以1996年为断点分阶段检验不受约束模型（1）、1952-1996（2）1997-2004根据受约束模型相比，各统计量明显有转好的趋势。
应用EViews进行Chow检验法
应用EViews进行Chow检验法（兰州财经大学金融学院14级金融工程2班王满全）数据：1992-12-31，⋯，2016-12-31中国GDP（单位：亿元）和INDEX为了分析中国INDEX和GDP的关系，根据上表做如下散点图：从散点图可以看出INDEX和GDP大体呈线性关系，为分析中国INDEX随GDP变动的数量规律性，可建立简单回归模型。
第一步：构建回归模型。
Y t=α+βX t+u t其中：Y t——INDEX；X t——GDP应用EViews软件进行数据处理，得到如下回归结果：对回归结果的几点说明：1.经济意义：所估计的参数â=1085.150，β=0.003287，说明GDP每增加1亿元，可导致INDEX平均增加0.003287点。
2.拟合优度：R-squared=0.445876说明所建模型整体上对样本数据拟合可以，即解释变量GDP对被解释变量INDEX的部分差异做出了解释。
3.回归系数的t检验：取α=0.05，因为t(â)=4.101768>t0.025(25−2)=2.069，t(β)=4.301969>t0.025(25−2)=2.069，所以可得出GDP对INDEX确有影响。
4.F值（模型总体显著性检验的指标，数值越大，模型越好）：因为Prob（F-ststistic）=0.000265<0.01，所以通过了0.01水平的显著性检验，说明模型总体显著。
5.Durbin-Watson检验：因为d u=1.21<Durbin-Watson stat=1.572790<4−d u=2.79，所以不拒绝零假设，并且没有显著的残差自相关。
第二步：进行Chow氏稳定性检验。
第三步：确定结构变化的转折点（如2004年12月31日），进行检验。
可得：从输出结果看，发现在0.1的水平上拒绝模型稳定原假设，说明2004年12月31日以后的中国股市发生了结构性变化。
计量经济学软件Eviews6.0基本操作
计量经济学软件EVIEWS6.0基本操作一、什么是EVIEWSEVIEWS (ECONOMETRIC VIEWS)软件是QMS（QUANTITATIVE MICRO SOFTWARE）公司开发的、基于Windows平台下的应用软件，其前身是DOS操作系统下的TSP软件。
EVIEWS软件主要应用在经济学领域，可用于回归分析与预测(REGRESSION AND FORECASTING)、时间序列(TIME SERIES)以及横截面数据(CROSS-SECTIONAL DATA )分析。
与其他统计软件（如EXCEL、SAS、SPSS、stata、R）相比，EVIEWS功能优势是菜单操作简单明了，使用方法，非常适用计量经济学初级学员。
本手册对EVIEWS软件6.0版本进行简单介绍，目的是让初级学员通过本章介绍，能够对学过的计量经济理论和方法进行简单应用，以便完成本书所述的相关实验项目。
二、EVIEWS安装EVIEWS6.0文件安装包大小约190MB，可在网上下载①。
下载完毕后，按照包中安装文件所述安装方法安装该软件。
安装完毕后，将快捷键发送的桌面，电脑桌面显示有EVIEWS6.0图标，整个安装过程就结束了。
双击EVIEWS按钮即可启动该软件（图1），图1所示界面称为EVIEWS软件主窗口，主窗口中的菜单，如File菜单称为EVIEWS主菜单。
图1三、Eviews工作特点初次使EVIEWS6.0计量经济学软件，必须了解其工作过程。
如，想要完成一个校准一元线性回归模型的参数估计，必须要完成两大步工作。
第一大步工作就是在建立一个工作文档（即EVIEWS6.0中的Workfile文档）、建立变量、导入数据；第二大步工作是在第一大步工作的基础上，根据模型特征，选用适当的参数估计方法，完成参数估计及相关检验。
四、具体示例在这里，我们通过一个简单的标准一元线性回归模型的估计过程来说明Eviews软件完成回归分析的基本过程。
CHOW检验
实验地点:机房时间:ຫໍສະໝຸດ 015-12课程名称计量经济学
实验项目名称
邹(Chow)突变点检验
班级
国贸1301
姓名
龚庆
学号
130120025
学时
小组成员
实验目的：
中国全国居民消费水平时间序列(1952-1994)，用Chow Test方法检验1978年是否为一个突变点。
实验步骤与内容：
1.打开eviews 6，打开workfile sy4.wfl
2.Chow Test检验统计量的构造：
其中T是总的样本容量， 表示第一个子样本容量， 表示第二个子样本容量，K表示回归模型中的解释变量个数。
series xf1=log(xf)
genr t=@trend(1951)
3.画出消费水平的对数值的趋势图，初步考察是否存在结构突变
输入1978OK
Cow Breakpoint Test: 1978
Null Hypothesis: No breaks at specified breakpoints
Equation Sample: 1952 1994
F-statistic
641.22 90
Prob. F(2,39)
0.0000
Log likelihood ratio
讨论与心得：
Chow存在结构突变点为外生的缺陷
成绩评定
评阅教师
刘汉中
评阅时间
151.4860
Prob. Chi-Square(2)
0.0000
Wald Statistic
1282.458
Prob. Chi-Square(2)
0.0000
计量经济学软件EViews的使用简介
SHOW（打开对象窗口） （打开对象窗口） 格式： 格式： SHOW 对象名 CLOSE （关闭对象窗口） 关闭对象窗口） 格式： 格式： CLOSE 对象名
（4）估计方法命令
• LS普通最小二乘法 LS普通最小二乘法 格式： 格式： LS 被解释变量 • TSLS二阶段最小二乘法 TSLS二阶段最小二乘法
（2）工作文件（Workfile） ）工作文件（ ）
在启动软件包以后，必须在内存RAM中建立工作文件，工作方作中 中建立工作文件， 在启动软件包以后，必须在内存 中建立工作文件 可以包括的对象有序列、 方程、图形、系统、模型及系数向量等。 可以包括的对象有序列、组、方程、图形、系统、模型及系数向量等。
计量经济学软件EViews的使用简介 的使用简介 计量经济学软件
• 一、EViews的基本概念 的基本概念
• 二、 EViews的使用简介 的使用简介
1、创建工作文件 、 2、输入与编辑数据 、 3、图形分析 、 4、用OLS估计模型中的求知参数 、 估计模型中的求知参数 5、模型检验 、 6、预测 、
格式： 格式： GENR
数据序列对象表达式 SERIES（创建数据序列对象）。 SERIES不需要赋值。 不需要赋值。 （创建数据序列对象）。 不需要赋值 格式： 格式： SERIES 数据序列名
EQUATION（创建估计式对象） （创建估计式对象） 格式： 格式： EQUATION 估计式对象
EQUATION 估计式对象 及估计表达式
（6）剪切板 ） 先使用主菜单上的Edit Copy，再使用 先使用主菜单上的 ，再使用Edit Paste 将保存在剪切板上的内容粘贴到其他地方。 将保存在剪切板上的内容粘贴到其他地方。 （7）窗口间切换 ） （8）数据文件（Data bank） ）数据文件（ ） 2、方程、指数平滑、标签、程序、残差、t统计量 、方程、指数平滑、标签、程序、残差、 统计量 (1)方程 方程(Equation) 方程 新建方程方法一： 新建方程方法一：New Object Equation后打开一个对 后打开一个对 话框，然后列出包含在方程里的变量名， 话框，然后列出包含在方程里的变量名，因变量之后排 列回归解释变量。例如，设定一个y关于 关于x和截距进行归 列回归解释变量。例如，设定一个 关于 和截距进行归 的线性消费的例子如下： 的线性消费的例子如下：y c x 新建方程方法二：例如：道格拉斯生产函数： 新建方程方法二：例如：道格拉斯生产函数： Y=c(1)*(L^c(2))*(k^c(3))
计量经济学EVIEWS软件学习
计量经济学EVIEWS软件学习计量经济学是一门运用数理统计与经济学方法来研究经济问题的学科。
随着科技的不断发展，计量经济学的研究也得到了极大的促进。
EVIEWS软件作为计量经济学中常用的统计分析软件之一，具有方便、高效的特点，能够帮助研究人员进行数据处理和分析。
本文将介绍EVIEWS软件的基本操作和常用功能，以及如何在计量经济学研究中应用该软件。
一、EVIEWS软件的安装与基本操作1. 软件安装首先，我们需要从官方网站下载EVIEWS软件的安装包。
安装包下载完成后，双击运行安装程序，按照提示完成软件的安装。
2. 软件启动安装完成后，在桌面上找到EVIEWS软件的图标，双击打开软件。
软件启动后，我们可以看到主界面显示出一个空白的工作区。
3. 工作区介绍EVIEWS软件的主界面由多个窗口组成，包括数据窗口、命令窗口、结果窗口等。
在数据窗口中，我们可以打开或创建数据文件；在命令窗口中，我们可以输入命令来进行数据操作和分析；结果窗口则显示了命令操作的结果。
4. 数据导入与管理在EVIEWS软件中，我们可以通过打开已有的数据文件或者创建新的数据文件来进行数据的管理与导入。
通过点击菜单栏中的"File"选项，我们可以选择打开已有的数据文件，支持的数据文件格式包括Excel、CSV等。
同时，我们也可以通过在命令窗口中输入相应的命令来导入数据。
二、EVIEWS软件的常用功能1. 数据描述统计数据描述统计是计量经济学中最基本的分析方法之一，EVIEWS软件提供了丰富的数据描述统计功能。
通过在命令窗口中输入"summary"命令，我们可以得到数据的平均值、标准差、最大值、最小值等统计信息。
2. 回归分析回归分析是计量经济学中常用的方法之一，用于研究变量之间的关系。
EVIEWS软件提供了简单易用的回归分析功能。
通过在命令窗口中输入"ols"命令，我们可以进行线性回归分析，并获得回归系数、拟合优度等回归结果。
计量经济学chow(邹氏)检验检验模型是否存在结构性变化eviews6
数学与统计学院实验报告院（系）：数学与统计学学院学号：姓名：实验课程：计量经济学指导教师:实验类型（验证性、演示性、综合性、设计性）：验证性实验时间：2017年 3 月15 日一、实验课题Chow检验（邹氏检验）二、实验目的和意义1 建立财政支出模型表1给出了1952-2004年中国财政支出（Fin）的年度数据（以1952年为基期，用消费价格指数进行平减后得数据）。
试根据财政支出随时间变化的特征建立相应的模型。
表1obs Fin obs Fin obs Fin19521970198819531971198919541972199019551973691199119561974199219571975199319581976199419591977199519601978199619611979199719621980199819631981199919641982200019651983200119661984200219671985200319681986200419691987步骤提示：（1）做变量fin的散点图，观察规律，看在不同时期是否有结构性变化。
（2）建立时间变量t=1，2，…，做Fin关于t的线性回归模型，并对其做参数结构稳定性检验（Chow检验或Chow预测检验）（建立变量t的方法是：t=@trend()+1）三、解题思路（1）Eviews6---建立fin的连续序列（object--series）---画散点图（view—graph—dot plot）（2）建立t的时间变量（quick—generate series—t=@trend()+1）---建立fin、t的方程（quick--estimate equation—fin c t）---chow检验（view—stability test—chow breakpoint test—断点为1996）---建立三个方程（一个受约束方程，两个不受约束方程）---比较1996年属于不受约束方程那个方程四、实验过程记录与结果（1）、散点图通过散点图可以发现，1996年存在结构性变化（针对斜率96年前后突然变大）（2）chow检验受约束模型：由该方程发现，残差存在明显的相关性，即存在自相关性，进行以1996年为断点分阶段检验不受约束模型（1）、1952-1996（2）1997-2004根据受约束模型相比，各统计量明显有转好的趋势。
邹至庄检验
邹至庄（Gregory C 。
Chow ）检验比较两个回归 ：检验模型的结构稳定性所谓模型的结构稳定的指模型在样本期的不同时期（子样本），其参数不发生改变。
而任何参数样本期的不同时期发生改变，则称模型不具有结构稳定性。
一般而言，导致模型发生结构变化的因素是重要的外生事件，或外生冲击,故常设定某一时点或年份，以此将样本分为二个子样本,分别估计这二个子样本和样本全体，构成F 统计量，据此推断模型是否发生结构变化。
例子：美国个人收入和储蓄(样本1970—1995）.由于美国在1982年失业率达到8.2%，为检验这一高失业率是否导致个人储蓄行为发生变化，将1981年设定为一个可能的结构变化点,将样本分为1970-1981和1982-1995,并设定这两个时期的储蓄函数为t t t u x Y 121++=αα （1）)1954(,,2,11==n tt t t u x Y 221++=ββ （2）)1963(,,2,12==n tCHOW 检验：假设 ),0(~2σN u i ，0)(.2,121==u u E i ;1。
用全体样本（211,1,,2,1n n n t +=)对模型t t t u x Y ++=21λλ (3）进行OLS ，得到RSS ，其自由度为))2((21=-+k n n ，并记为S R ；这里下标R 表示将两个子样本的回归参数约束为相等2．用2个子样本分别估计（1）和（2），且分别记RSS 为S 1和S 2；其自由度分别为k n -1和k n -2。
定义45214S S S S S S R -=+= 其自由度分别为k k k n n )),2(2(21=-+.3。
构造CHOW 的F 统计量，在上述假设下，有)2,(~)2/(/212145k n n k F k n n S k S F -+-+= （4) 以此检验原假设：无结构变化，备选假设:模型具有结构变化（任意参数).特别强调，结构变化检验，不是对于不同的子样本的估计进行比较,而是计算（4）的F 值进行推断。
【转载】Chow检验
【转载】Chow检验邹检验（Chow test）是⼀种计量经济检验。
它可以测试两个不同数据的线性回归的系数是否相等。
在时间序列分析中，邹检验被普遍地⽤来测试结构性变化是不是存在。
邹检验是由经济学家邹⾄庄创⽴的。
假设我们的数据模型是：如果我们把数据分为两组，那么：及邹检验就是断定是否a1 = a2，b1 = b2和 c1 = c2。
假设S C是组合数据的残差平⽅和，S1是第⼀组数据的残差平⽅和，S2是第⼆组数据的残差平⽅和。
N1和N2分别是每⼀组数据的观察数⽬，k是参数的总数。
邹检验的检验值是：邹检验的检验值呈F-分布，它的⾃由度为k和N1 + N2 − 2k。
The Chow test is a statistical and econometric test of whether the coefficients in two linear regressions on different data sets are equal. The Chow test was invented by economist Gregory Chow. In econometrics, the Chow test is most commonly used in time series analysis to test for the presence of a structural break. In program evaluation, the Chow test is often used to determine whether the independent variables have different impacts on different subgroups of the population.Suppose that we model our data as .If we split our data into two groups, then we have .And .The null hypothesis of the Chow test asserts that a1 = a2, b1 = b2, and c1 = c2.Let S C be the sum of squared residuals from the combined data, S1 be the sum of squared residuals from the first group, and S2 be the sum of squared residuals from the second group. N1 and N2 are the number of observations in each group and k is the total number of parameters (in this case, 3). Then the Chow test statistic is。
chow检验
1.打开eviews 6 ，打开workfile sy4.wfl
2.Chow Test检验统计量的构造：
其中T是总的样本容量， 表示第一个子样本容量， 表示第二个子样本容量，K表示回归模型中的解释变量个数。
3.画出消费水平的对数值的趋势图，初步考察是否存在结构突变
（图1）
4. 根据上面的检验统计量和1978年为结构突变点，对模型进行Chow检验。即把样本分成两个子样本，1952-1978为第一个子样本，1979-1994为第二个子样本；
湖南商学院模拟实验报告
实验地点:f601时间:2014-12-23
课程名称
计量经济学
实验项目名称
邹(Chow)突变点检验
班级
国贸1201
姓名
石伟男
学号
120120036
学时
小组成员
石伟男
实验目的：
中国全国居民消费水平时间序列(1952-1994)，用Chow Test方法检验1978年是否为一个突变点。
151.4860
Prob. Chi-Square(2)
0.0000
Wald St. Chi-Square(2)
0.0000
（图2）
实验结果与分析：
1.根据费水平的对数值的趋势图，初步推断模型在1978年（第26年）存在结构突变。
2.根据实验结果如图2，因为F=641.2290，远位于临界值右侧，所以推翻原价设，结论为1978年为结构突变点。
C
ow Breakpoint Test: 1978
Null Hypothesis: No breaks at specified breakpoints
Equation Sample: 1952 1994
计量经济学经典eviews定义和诊断检验
计量经济学经典eviews定义和诊断检验2929计量经济学经典eviews 定义和诊断检验本章描述的每一检验过程包括假设检验的原假设定义。
检验指令输出包括一个或多个检验统计量样本值和它们的联合概率值（p 值）。
p 值说明在原假设为真的情况下，样本统计量绝对值的检验统计量大于或等于临界值的概率。
这样，低的p 值就拒绝原假设。
对每一检验都有不同假设和分布结果。
方程对象菜单的View 中给出三种检验类型选择来检验方程定义。
包括系数检验、残差检验和稳定性检验。
其他检验，如单位根检验（13章）、Granger 因果检验（8章）和Johansen 协整检验（19章）。
§15.1 系数检验一、Wald 检验——系数约束条件检验Wald 检验没有把原假设定义的系数限制加入回归，通过估计这一无限制回归来计算检验统计量。
Wald 统计量计算无约束估计量如何满足原假设下的约束。
如果约束为真，无约束估计量应接近于满足约束条件。
考虑一个线性回归模型：εβ+=X y 和一个线性约束：0:0=-r R H β，R 是一个已知的k q ?阶矩阵，r 是q 维向量。
Wald 统计量在0H 下服从渐近分布)(2q χ，可简写为： )())(()(112r Rb R X X R s r Rb W -'''-=--进一步假设误差ε独立同时服从正态分布，我们就有一确定的、有限的样本F-统计量q W k T u u q u u u u F /)/(/)~~(=-''-'= u~是约束回归的残差向量。
F 统计量比较有约束和没有约束计算出的残差平方和。
如果约束有效，这两个残差平方和差异很小，F 统计量值也应很小。
EViews 显示2χ和F 统计量以及相应的p 值。
假设Cobb-Douglas 生产函数估计形式如下：εβα+++=K L A Q log log log （1）Q 为产出增加量，K 为资本投入，L 为劳动力投入。
参数的稳定性检验计量经济学EVIEWS建模课件
根据此递归残差公式可以分别计算出t=k+1,…,T 期的递归残差。如果建立的模型有效，递归残差将
服从独立的均值为零、方差为常数的正态分布。软
CUSUM
5% Significance
⑶残差平方累积和分布曲线CST 程序给出了残差平方关于时间的分布图形，及 一对5%的上下两条临界线所构成的区域，如果平方 的残差累积和超出这个区域，则说明方程的参数不 具稳定性。下图所示一个比一个好：
1.6
1.6
1.6
1.2
1.2
1.2
0.8
0.8
0.8
0.4
⒈ 检验的模型处理
假设需要建立的模型为：
Y = β0 + β1 X1 + β2 X2 + … + βk Xk + εt 将原时序分为两个或多个连续的时间序列(1～n1) 与(n1+1～n1+n2)等，相应的各阶段模型分别为： Y1 = β10 + β11 X11 + β12 X12 + … + β1k X1k + ε1t Y2 = β20 + β21 X21 + β22 X22 + … + β2k X2k + ε2t 这里要注意为保证各阶段方程的可解，必须要n1 和n2等都大于k+1 ；则以矩阵形式表述各模型如下：
6000
1000
.06
4000
500
.04
2000 0
《计量经济学(第二版)》习题解答(第1-3章)
《计量经济学（第二版）》习题解答第一章1.1 计量经济学的研究任务是什么？计量经济模型研究的经济关系有哪两个基本特征？ 答：（1）利用计量经济模型定量分析经济变量之间的随机因果关系。
（2）随机关系、因果关系。
1.2 试述计量经济学与经济学和统计学的关系。
答：（1）计量经济学与经济学：经济学为计量经济研究提供理论依据，计量经济学是对经济理论的具体应用，同时可以实证和发展经济理论。
（2）统计数据是建立和评价计量经济模型的事实依据，计量经济研究是对统计数据资源的深层开发和利用。
1.3 试分别举出三个时间序列数据和横截面数据。
1.4 试解释单方程模型和联立方程模型的概念，并举例说明两者之间的联系与区别。
1.5 试结合一个具体经济问题说明计量经济研究的步骤。
1.6 计量经济模型主要有哪些用途？试举例说明。
1.7 下列设定的计量经济模型是否合理，为什么？（1）ε++=∑=31i iiGDP b a GDPε++=3bGDP a GDP其中，GDP i （i =1，2，3）是第i 产业的国内生产总值。
答：第1个方程是一个统计定义方程，不是随机方程；第2个方程是一个相关关系，而不是因果关系，因为不能用分量来解释总量的变化。
（2）ε++=21bS a S其中，S 1、S 2分别为农村居民和城镇居民年末储蓄存款余额。
答：是一个相关关系，而不是因果关系。
（3）ε+++=t t t L b I b a Y 21其中，Y 、I 、L 分别是建筑业产值、建筑业固定资产投资和职工人数。
答：解释变量I 不合理，根据生产函数要求，资本变量应该是总资本，而固定资产投资只能反映当年的新增资本。
（4）ε++=t t bP a Y其中，Y 、P 分别是居民耐用消费品支出和耐用消费品物价指数。
答：模型设定中缺失了对居民耐用消费品支出有重要影响的其他解释变量。
按照所设定的模型，实际上假定这些其他变量的影响是一个常量，居民耐用消费品支出主要取决于耐用消费品价格的变化；所以，模型的经济意义不合理，估计参数时可能会夸大价格因素的影响。
eviews模型诊断教案资料
❖ 注意：该检验适合于由最小二乘法和两阶段 最小二乘法做的回归。
❖ 做邹突变检验时，选择Equation工具中的 View/stability tests/chow Breakpoint test功能。 在对话框中，输入突变的日期（相对于时间 序列样本）或观测数目（相对于截面样本）。 例如，若方程由1950-1994年数据估计得到， 在对话框中，键入1960，则设定了两个子样 本，一个从1950-1959,另一个从1960-1994。
例4.1
❖ 1985-2002年中国家用汽车拥有量（y）与城 镇居民家庭人均可支配收入(x)，数据见 case6。画散点图后发现1996年应该是一个 突变点。当城镇居民家庭人均可收入突破 4838.9元之后，城镇居民家庭购买家用汽车 的能力大大提高。现在用邹突变点检验法检 验1996年是不是一个突变点。
❖ 因为已经知道1996年为结构突变点，所以设 定虚拟变量，
❖ 以区别两个不同时期。
❖ 用1985 ~2002年数据按以下命令回归， ❖ y c x d1 x*d1
Wald检验
❖ Wald检验处理有关解释变量系数约束的假设。 ❖ 例如，假设一个Cobb-Douglas生产函数已经
估计为以下形式: ❖ 其中Q、K和已分别代表产出、资本与劳动的
❖ 在大多数应用中，p值和相应的F统计量应该 被认为是近似值，也就是说只有当F值远大于 临界值时结论才是可靠的。
❖ 如果是非线性约束，则不论方程形式如何， 检验结果只能是卡方统计量的近似结果和相 应的近似既率。
第六节回归模型结构稳定性检验邹氏检验
yˆt bˆ0 bˆ1x1t bˆk xkt
残差平方和为 et2
Chow统计量
et2
e12t e22t
k
F e12t e22t
n1 n2 2k
在H0成立条件下，F统计量服从自由度为（k, n1+n2-
2k)旳F分布.其中k为估计参数旳个数。
给定明显水平 查第一自由度k,第二自由度n1+n2-2k 旳F分布表,旳临界值F ,当F>F ，拒绝H0，以为两 个子样本所反应旳经济关系明显不同，经济构造发 生了变化；反之以为经济构造关系比较稳定
yˆt ˆ0 ˆ1x1t ˆk xkt
yˆt ˆ0 ˆ1x1t ˆk xkt
残差平方和分别为 和e12t
e22t
若原假设成立，则两个回归模型可合并为一种，两组样本观察
值可合并成一组样本观察值,回归模型及回归方程如下：
yt=b0+b1x1t+b2x2t+ … +bktxkt+ut , t=1,2, … ，n1+n2
模型旳构造稳定性检验：Chow检验
邹氏（邹至庄）转折点检验旳目旳：检验整 个样本旳各子样本中模型旳系数是否相等。 假如模型在不同旳子样本中模型旳系数不同， 阐明该模型中存在转折点。
检验措施：
建立多元线性回归模型： yt 0 1x1t k xkt vt t 1,2,n1 (1)
yt 0 1x1t k xkt wt t 1,2,n2 (2) 检验原假设H0： j j j=0,1,… k 对（1）和Байду номын сангаас2）用OLS进行估计得回归方程
计量经济学Chow（邹氏）检验检验模型是否存在结构性变化Eviews6
计量经济学Chow（邹⽒）检验检验模型是否存在结构性变化Eviews6数学与统计学院实验报告院（系）：数学与统计学学院学号：姓名：实验课程：计量经济学指导教师:实验类型（验证性、演⽰性、综合性、设计性）：验证性实验时间：2017年 3 ⽉15 ⽇⼀、实验课题Chow检验（邹⽒检验）⼆、实验⽬的和意义1 建⽴财政⽀出模型表1给出了1952-2004年中国财政⽀出（Fin）的年度数据（以1952年为基期，⽤消费价格指数进⾏平减后得数据）。
试根据财政⽀出随时间变化的特征建⽴相应的模型。
表1obs Fin obs Fin obs Fin1952 173.94 1970 563.59 1988 1122.881953 206.23 1971 638.01 1989 1077.921954 231.7 1972 658.23 1990 1163.191955 233.21 1973 691 1991 1212.511956 262.14 1974 664.81 1992 1272.681957 279.45 1975 691.32 1993 1403.621958 349.03 1976 656.25 1994 1383.741959 443.85 1977 724.18 1995 1442.191960 419.06 1978 931.47 1996 1613.191961 270.8 1979 924.71 1997 1868.981962 229.72 1980 882.78 1998 2190.31963 266.46 1981 874.02 1999 2616.461964 322.98 1982 884.14 2000 3109.611965 393.14 1983 982.17 2001 3834.161966 465.45 1984 1147.95 2002 4481.41967 351.99 1985 1287.41 2003 5153.41968 302.98 1986 1285.16 2004 6092.991969 446.83 1987 1241.86步骤提⽰：（1）做变量fin的散点图，观察规律，看在不同时期是否有结构性变化。
Eviews6.0第三讲动态计量模型.ppt
F统计量是对式（3.1.9）所有滞后残差联合显著性的一
种检验。T×R2统计量是LM检验统计量，是观测值个数
T乘以回归方程（3.1.9）的R2。一般情况下，T×R2统计
量服从渐进的 分布。 2 ( p)
15
在给定的显著性水平下，如果这两个统计量小于设 定显著性水平下的临界值，说明序列在设定的显著性水 平下不存在序列相关；反之，如果这两个统计量大于设 定显著性水平下的临界值，则说明序列存在序列相关性。
线性回归模型扰动项序列相关的存在，会导致模型 估计结果的失真。因此，必须对扰动项序列的结构给予 正确的描述，以期消除序列相关对模型估计结果带来的 不利影响。
通常可以用AR(p) 模型来描述一个平稳序列的自相 关的结构，定义如下：
yt 0 1x1t 2 x2t k xkt ut (3.1.10)
14
1）估计回归方程，并求出残差et
et yt ˆ0 ˆ1x1t ˆ2 x2t ˆk xkt (3.1.8)
2) 检验统计量可以基于如下回归得到
et Xt 1et1 pet p vt (3.1.9)
这是对原始回归因子Xt 和直到p阶的滞后残差的回归。 LM检验通常给出两个统计量：F统计量和T×R2统计量。
yt yt1 0 (1 ) 1(xt xt1) t (3.1.16)
令 yt* yt yt1 , xt* xt xt1 ，代入式（3.1.16）中有
yt* 0 (1 ) 1xt* t
(3.1.17)
如果已知 的具体值，可以直接使用OLS方法进行估计。如
果 的值未知，通常可以采用Gauss—Newton迭代法求解，同时
使用Gauss-Newton算法来估计参数。
(3.1.23)
chow检验
（图2）
实验结果与分析：
1.根据费水平的对数值的趋势图，初步推断模型在1978年（第26年）存在结构突变。
2.根据实验结果如图2，因为F=641.2290，远位于临界值右侧，所以推翻原价设，结论为1978年为结构突变点。
讨论与心得：
Chow存在结构突变点为外生的缺陷
成绩评定
评阅教师
评阅时间
姓名
石伟男
学号
120120036
学时
小组成员
石伟男
实验目的：
中国全国居民消费水平时间序列(1952-1994)，用Chow Test方法检验1978年是否为一个突变点。
实验步骤与内容：
1.打开eviews 6 ，打开workfil的构造：
其中T是总的样本容量， 表示第一个子样本容量， 表示第二个子样本容量，K表示回归模型中的解释变量个数。
画出消费水平的对数值的趋势图初步考察是否存在结构突变40455055606570751020304050根据上面的检验统计量和1978年为结构突变点对模型进行chow检验
湖南商学院模拟实验报告
实验地点:f601时间:2014-12-23
课程名称
计量经济学
实验项目名称
邹(Chow)突变点检验
班级
国贸1201
Equation Sample: 1952 1994
F-statistic
641.2290
Prob. F(2,39)
0.0000
Log likelihood ratio
151.4860
Prob. Chi-Square(2)
0.0000
Wald Statistic
1282.458
Prob. Chi-Square(2)
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数学与统计学院实验报告
院（系）：数学与统计学学院学号：姓名：
实验课程：计量经济学指导教师:
实验类型（验证性、演示性、综合性、设计性）：验证性
实验时间：2017年 3 月15 日
一、实验课题
Chow检验（邹氏检验）
二、实验目的和意义
1 建立财政支出模型
表1给出了1952-2004年中国财政支出（Fin）的年度数据（以1952年为基期，用消费价格指数进行平减后得数据）。
试根据财政支出随时间变化的特征建立相应的模型。
表1
obs Fin obs Fin obs Fin
1952 173.94 1970 563.59 1988 1122.88
1953 206.23 1971 638.01 1989 1077.92
1954 231.7 1972 658.23 1990 1163.19
1955 233.21 1973 691 1991 1212.51
1956 262.14 1974 664.81 1992 1272.68
1957 279.45 1975 691.32 1993 1403.62
1958 349.03 1976 656.25 1994 1383.74
1959 443.85 1977 724.18 1995 1442.19
1960 419.06 1978 931.47 1996 1613.19
1961 270.8 1979 924.71 1997 1868.98
1962 229.72 1980 882.78 1998 2190.3
1963 266.46 1981 874.02 1999 2616.46
1964 322.98 1982 884.14 2000 3109.61
1965 393.14 1983 982.17 2001 3834.16
1966 465.45 1984 1147.95 2002 4481.4
1967 351.99 1985 1287.41 2003 5153.4
1968 302.98 1986 1285.16 2004 6092.99
1969 446.83 1987 1241.86
步骤提示：
（1）做变量fin的散点图，观察规律，看在不同时期是否有结构性变化。
（2）建立时间变量t=1，2，…，做Fin关于t的线性回归模型，并对其做参数结构稳定性检验（Chow检验或Chow预测检验）（建立变量t的方法是：t=@trend()+1）
三、解题思路
（1）Eviews6---建立fin的连续序列（object--series）---画散点图（view—graph—dot plot）
（2）建立t的时间变量（quick—generate series—t=@trend()+1）---建立fin、t的方程（quick--estimate equation—fin c t）---chow检验（view—stability test—chow breakpoint test—断点为1996）---建立三个方程（一个受约束方程，两个不受约束方程）---比较1996年属于不受约束方程那个方程
四、实验过程记录与结果
（1）、散点图
通过散点图可以发现，1996年存在结构性变化（针对斜率96年前后突然变大）
（2）chow检验
受约束模型：
由该方程发现，残差存在明显的相关性，即存在自相关性，进行以1996年为断点分阶段检验
不受约束模型
（1）、1952-1996
（2）1997-2004
根据受约束模型相比，各统计量明显有转好的趋势。
计算f值:
f=[(RSS R-RSS U)/(k+1)]/[(RSS R+RSS U)/(n1+n2-2(k+1))]=1856.05877由于f值与chow检验的f不相同，所以1996年属于后面方程五、结果的讨论和分析
根据散点图，可以看出1952-2004存在结构性变化；chow检验的稳定性可以证明该模型的确存在结构性变化；通过计算f值发现断点1996属于1996-2004的方程。
六、实验小结
通过本次实验。
掌握了如何直观以及运用chow检验判断模型是否存在结构性变化。