eviews图像及结果分析报告

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eview 报告分析

eview 报告分析

F检验的假设、对F值的判断、对F值的概率值的判断。

T检验的假设、对t值的判断、对t值的概率值的判断。

1、Y:社会消费总额X2:国民生产总值X3:城乡储蓄X4:农民人均收入Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/15/10 Time: 21:33Sample: 1994 2005Included observations: 12Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -231.7988 1139.887 -0.203353 0.8439X2 0.217218 0.053746 4.041582 0.0037X3 -0.023855 0.148371 -0.160777 0.8763X4 5.774893 3.066526 1.883203 0.0964R-squared 0.998370 Mean dependent var 10516.91 Adjusted R-squared 0.997759 S.D. dependent var 6729.635 S.E. of regression 318.5755 Akaike info criterion 14.62680 Sum squared resid 811922.8 Schwarz criterion 14.78843 Log likelihood -83.76079 F-statistic 1633.508 Durbin-Watson stat 1.823503 Prob(F-statistic) 0.000000(1)、根据T检验,分析哪些解释变量X对被解释变量Y有影响;在t检验中,我们设立原假设0:0iHβ= ()1i k≤≤和对立假设1:0iHβ≠。

根据上面的EVIEWS输出结果,可以看出:1、常数项C、X3、X4的t值较小,且其概率值P>0.05,因此,我们接受原假设0:0iHβ=,即认为常数项C、X3的系数、X4的系数为0,即常数项、城乡储蓄、农民人均收入对被解释变量Y(社会消费总额)无显著影响。

EViews计量经济学实验报告-简单线性回归模型分析

EViews计量经济学实验报告-简单线性回归模型分析

时间地点实验题目简单线性回归模型分析一、实验目的与要求:目的:影响财政收入的因素可能有很多,比如国内生产总值,经济增长,零售物价指数,居民收入,消费等。

为研究国内生产总值对财政收入是否有影响,二者有何关系。

要求:为研究国内生产总值变动与财政收入关系,需要做具体分析。

二、实验内容根据1978-1997年中国国内生产总值X和财政收入Y数据,运用EV软件,做简单线性回归分析,包括模型设定,估计参数,模型检验,模型应用,得出回归结果。

三、实验过程:(实践过程、实践所有参数与指标、理论依据说明等)简单线性回归分析,包括模型设定,估计参数,模型检验,模型应用。

(一)模型设定为研究中国国内生产总值对财政收入是否有影响,根据1978-1997年中国国内生产总值X 和财政收入Y,如图1:1978-1997年中国国内生产总值和财政收入(单位:亿元)根据以上数据,作财政收入Y 和国内生产总值X 的散点图,如图2:从散点图可以看出,财政收入Y 和国内生产总值X 大体呈现为线性关系,所以建立的计量经济模型为以下线性模型:01i i i Y X u ββ=++(二)估计参数1、双击“Eviews ”,进入主页。

输入数据:点击主菜单中的File/Open /EV Workfile —Excel —GDP.xls;2、在EV 主页界面点击“Quick ”菜单,点击“Estimate Equation ”,出现“Equation Specification ”对话框,选择OLS 估计,输入“y c x ”,点击“OK ”。

即出现回归结果图3:图3. 回归结果Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 10/10/10 Time: 02:02 Sample: 1978 1997 Included observations: 20Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 857.8375 67.12578 12.77955 0.0000 X0.1000360.00217246.049100.0000R-squared 0.991583 Mean dependent var 3081.158 Adjusted R-squared 0.991115 S.D. dependent var 2212.591 S.E. of regression 208.5553 Akaike info criterion 13.61293 Sum squared resid 782915.7 Schwarz criterion 13.71250 Log likelihood -134.1293 F-statistic 2120.520 Durbin-Watson stat0.864032 Prob(F-statistic)0.000000参数估计结果为:i Y = 857.8375 + 0.100036i X(67.12578) (0.002172)t =(12.77955) (46.04910)2r =0.991583 F=2120.520 S.E.=208.5553 DW=0.8640323、在“Equation ”框中,点击“Resids ”,出现回归结果的图形(图4):剩余值(Residual )、实际值(Actual )、拟合值(Fitted ).(三)模型检验1、 经济意义检验回归模型为:Y = 857.8375 + 0.100036*X (其中Y 为财政收入,i X 为国内生产总值;)所估计的参数2ˆ =0.100036,说明国内生产总值每增加1亿元,财政收入平均增加0.100036亿元。

Eviews实验报告

Eviews实验报告

Eviews实验报告
本次实验使用Eviews对数据进行了分析和建模,主要分为以下几个部分:
一、数据预处理
1. 数据清洗:对数据进行了初步的检查和清洗,处理了数据中的缺失值和异常值;
2. 数据变换:对原始数据进行了对数化处理,使其符合正态分布。

二、数据分析
1. 描述性统计:通过统计均值、标准差、相关系数等指标,对数据进行了分析和描述;
2. 单因素分析:使用单因素方差分析对不同自变量与因变量之间的关系进行了检验。

三、建模分析
1. 模型选择:根据变量相关性和变量显著性等因素,最终选择了一组自变量,建立了多元线性回归模型;
2. 模型检验:对建立的模型进行了残差分析,验证了模型的可靠性和稳定性;
3. 预测分析:利用建立的模型对新数据进行了预测,并进行了模型预测精度的评估。

四、实验结论
通过Eviews的分析和建模,得出了以下结论:
1. 数据清洗和变换可以提高数据分析的准确性和可靠性;
2. 描述性统计和单因素分析可以为建模提供有用的参考和决策依据;
3. 多元线性回归模型可以较好地解释自变量与因变量之间的关系,并可进行预测和决策分析。

综上所述,本次实验通过Eviews软件对数据进行了分析和建模,得出了有关数据的一些重要结论,为后续数据分析和决策提供了基础和支持。

eviews实验报告总结(范本)

eviews实验报告总结(范本)

eviews实验报告‎总结eviews实‎验报告总结‎篇一:‎Evies‎实验报告实验报告‎一、实验数据:‎1994至2‎01X年天津市城镇居‎民人均全年可支配收入‎数据 1994至20‎1X年天津市城镇居民‎人均全年消费性支出数‎据 1994至201‎X年天津市居民消费价‎格总指数二、‎实验内容:对‎搜集的数据进行回归,‎研究天津市城镇居民人‎均消费和人均可支配收‎入的关系。

三‎、实验步骤:‎1、百度进入“中华人‎民共和国国家统计局”‎中的“统计数据”,找‎到相关数据并输入Ex‎c el,统计结果如下‎表1:表1‎1994年--20‎1X年天津市城镇居民‎消费支出与人均可支配‎收入数据2、‎先定义不变价格(19‎94=1)的人均消费‎性支出(Yt)和人均‎可支配收入(Xt)‎令:Yt=c‎n sum/price‎Xt=ine/pr‎i ce 得出Yt与X‎t的散点图,如图‎1.很明显,Yt和‎X t服从线性相关。

‎图1 Yt和Xt散点‎图3、应用统‎计软件EVies完成‎线性回归解:‎根据经济理论和对实‎际情况的分析也都可以‎知道,城镇居民人均全‎年耐用消费品支出Yt‎依赖于人均全年可支配‎收入Xt的变化,因此‎设定回归模型为 Yt‎=β0+β?Xt﹢μ‎t(1)打开‎E Vies软件,首先‎建立工作文件, Fi‎l e rkfile ‎,然后通过bject‎建立 Y、X系列,并‎得到相应数据。

‎(2)在工作文件窗‎口输入命令:‎l s y c x,按‎E nter键,回归结‎果如表2 :‎表2 回归结果根‎据输出结果,得到如下‎回归方程:‎Y t=977.‎908+0.670X‎t s=(17‎2.3797) (0‎.0122) t=(‎5.673) ‎(54.95‎0) R2=0.99‎5385 Adjus‎t ed R2=0.9‎95055 F-st‎a tistic=30‎19.551 ‎残差平方和Sum s‎q uared res‎i d =125410‎8回归标准差S.E‎.f regress‎i n=299.‎2978(3‎)根据回归方程进行统‎计检验:‎拟合优度检验由上表‎2中的数分别为0.‎995385和0.9‎95055,计算结果‎表明,估计的样本回归‎方程较好地拟合了样本‎观测值。

Eviews实验报告4

Eviews实验报告4

【实验目的及要求】● 深刻理解平稳性的要求和arima 建模的思想。

● 学会如何通过观察自相关系数和偏相关系数,确定并建立模型。

● 学会如何利用模型进行预测。

● 熟练掌握EVIEWS 的结果,看懂eviews 的输出结果。

【实验原理】ARIMA(p, q )过程的平稳域和可逆域对于非平稳序列的时变均值函数,最简单的处理方法就是考虑均值函数可以由一个时间的确定性函数来描述,这时,可以用回归模型来描述。

假如均值函数服从于线性趋势我们可以利用确定性的线性趋势模型如果均值函数服从二次函数则我们可以用假如均值函数服从k 次多项式我们可以使用下列模型建模()22012,~0,t t t X t t WN αααεεσ=+++()201,~0,k t k t t X t t WN αααεεσ=++++【实验方案设计】4.2数据和指标的选取我们的模型估计选取了我国1990年1月到2008年12月的CPI月度数据附表(1))作为研究的对象。

度量通货膨胀的指标通常有CPI(消费者价格指生产者物价指数(PPI)、批发物价指数(wholesale price index)、GDP平减指数(deflator)等。

消费者物价指数(CPI)(consumer price index)是用来度量一期内居民所支付消费商品和劳务价格变化程度的相对数指标,它是反映通货水平的重要指标。

CPI指数作为生活成本指数,不仅能够及时和明确地反映子商品和服务价格的变化,而且是定期公布,广为人知,易于获取和明了,被公众理解。

选取CPI作为通货膨胀的指标有利于合理引导公众和市场对经预期,有利于政府综合运用价格和其他经济手段,实现宏观经济调控目标。

为了研究这些问题,笔者搜集了1985-2007年的年度中国消费者物价指数的相关数据,利用EVIEWS软件,将这几个指标数据进行了相关分析。

对于ARIMA(p q)模型,可以利用其样本的自相关函数和样本的偏自相关函数的截尾性判定模型的阶数,若平稳时间序列的偏相而自相关函数是截尾的则可断定此序列适合MA 模型; 若平稳时间序列的偏相关函数和自相关函数均是拖尾的则此序列适合模型。

计量经济学eviews报告

计量经济学eviews报告

计量经济学eviews报告在经济学研究中,计量经济学是一个重要的分支领域,它利用数理统计和经济理论方法,对经济现象进行定量分析和预测。

而在进行计量经济学研究时,经济学家们通常会使用eviews软件来进行数据处理和分析。

本报告将对eviews软件在计量经济学研究中的应用进行介绍和分析。

首先,eviews软件作为一款专业的计量经济学软件,具有强大的数据处理和分析功能。

它可以对各种类型的经济数据进行处理,包括时间序列数据、截面数据和面板数据等。

同时,eviews还提供了丰富的统计分析工具,如回归分析、时间序列分析、方差分析等,可以帮助经济学家们快速准确地进行数据分析和模型建立。

其次,eviews软件在计量经济学研究中的应用非常广泛。

在实证研究中,经济学家们通常会使用eviews来进行数据的导入和清洗,然后进行相关的计量分析。

例如,他们可以利用eviews进行回归分析,来探讨不同经济变量之间的关系;也可以利用eviews进行时间序列分析,来预测未来的经济走势。

总之,eviews为经济学家们提供了一个强大的工具,帮助他们更好地进行计量经济学研究。

另外,eviews软件还具有友好的用户界面和丰富的图表展示功能,使得经济学家们可以直观地呈现研究结果。

他们可以通过eviews生成各种统计图表,如散点图、折线图、柱状图等,直观地展示数据之间的关系和变化趋势。

这些图表不仅可以帮助经济学家们更好地理解数据,还可以用于学术论文和研究报告的展示。

总之,eviews软件在计量经济学研究中发挥着重要的作用,它为经济学家们提供了强大的数据处理和分析工具,帮助他们更好地进行实证研究。

未来,随着计量经济学研究的深入发展,相信eviews软件将会继续发挥重要作用,为经济学研究提供更多的便利和支持。

eviews图像及结果分析

eviews图像及结果分析

EViews图像及结果分析EViews软件提供了序列(Series)和序列组(Group)等对象的各种视图、统计分析方法和过程。

当序列对象中输入数据后,就可对序列对象中输入的数据进行统计分析,并且可以通过图、表等形式进行描述。

本章将介绍序列和序列组对象图形的生成和描述性统计量及其检验。

4.1 图形对象图形(Graph)对象可以形成序列和序列组等对象的各种视图,如线图(Line)、散点图(Scatter)以及饼图(Pie)等。

通过图形可以进一步观察和分析数据的变化趋势和规律。

下面介绍图形对象的基本操作。

4.1.1 图形(Graph)对象的生成图形对象也是工作文件中的基本对象之一。

要生成图形对象需首先打开序列对象窗口或序列组对象窗口,选择对象窗口工具栏中的“View”|“Graph”选项。

选择的对象类型不同,将弹出不同的窗口。

如果在序列对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-1所示的界面。

图4-1 序列窗口下图形对象的生成此时“Graph”弹出的菜单中有6种图形可供选择。

“Line”表示生成的是折线图,如图4-2所示,其横轴表示时间或序列的顺序,纵轴表示序列对象观测值的大小。

“Area”表示生成面积图,其图形的形状与“Line”(折线图)相同,不同的是“Area”(面积图)曲线下方是被填满的,而“Line”(折线图)下方是空白。

图4-2 “Line”折线图“Bar”表示为条形图,用条状的高度表示观测值的大小。

“Spike”表示尖峰图,由竖线组成,每根竖线的高度代表观测值的大小。

“Seasonal Stacked Line”表示生成的是季节性堆叠图,“Seasonal Split Line”表示生成的是季节性分割线。

如果在序列组(群)对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-3所示的界面。

这里有9种图形可供选择。

其前4种与上面讲述的相同。

图4-3 序列组(群)窗口下图对象的生成其中,“Scatter”表示生成散点图。

eviews图像及结果分析报告

eviews图像及结果分析报告

EViews图像及结果分析EViews软件提供了序列(Series)和序列组(Group)等对象的各种视图、统计分析方法和过程。

当序列对象中输入数据后,就可对序列对象中输入的数据进行统计分析,并且可以通过图、表等形式进行描述。

本章将介绍序列和序列组对象图形的生成和描述性统计量及其检验。

4.1 图形对象图形(Graph)对象可以形成序列和序列组等对象的各种视图,如线图(Line)、散点图(Scatter)以及饼图(Pie)等。

通过图形可以进一步观察和分析数据的变化趋势和规律。

下面介绍图形对象的基本操作。

4.1.1 图形(Graph)对象的生成图形对象也是工作文件中的基本对象之一。

要生成图形对象需首先打开序列对象窗口或序列组对象窗口,选择对象窗口工具栏中的“View”|“Graph”选项。

选择的对象类型不同,将弹出不同的窗口。

如果在序列对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-1所示的界面。

图4-1 序列窗口下图形对象的生成此时“Graph”弹出的菜单中有6种图形可供选择。

“Line”表示生成的是折线图,如图4-2所示,其横轴表示时间或序列的顺序,纵轴表示序列对象观测值的大小。

“Area”表示生成面积图,其图形的形状与“Line”(折线图)相同,不同的是“Area”(面积图)曲线下方是被填满的,而“Line”(折线图)下方是空白。

图4-2 “Line”折线图“Bar”表示为条形图,用条状的高度表示观测值的大小。

“Spike”表示尖峰图,由竖线组成,每根竖线的高度代表观测值的大小。

“Seasonal Stacked Line”表示生成的是季节性堆叠图,“Seasonal Split Line”表示生成的是季节性分割线。

如果在序列组(群)对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-3所示的界面。

这里有9种图形可供选择。

其前4种与上面讲述的相同。

图4-3 序列组(群)窗口下图对象的生成其中,“Scatter”表示生成散点图。

(完整word版)Eviews检验小结

(完整word版)Eviews检验小结

各种检验总结1、偏度:①序列的分布是对称的,S值为0;②正的S值意味着序列分布有长的右拖尾;③负的S值意味着序列分布有长的左拖尾。

2、峰度:①如果K 值大于3,分布的凸起程度大于正态分布;②如果K值小于3,序列分布相对于正态分布是平坦的。

3、正态性检验:Q-Q图:看QQ图上的点是否近似地在一条直线附近, 是的话近似于正态分布。

Jarque-Bera 检验:①如果P值很小,则拒绝原假设,X不服从正态分布;②如果P值大于0.05(0.1)接受原假设, X 服从正态分布。

输入数据用鼠标单击“Quick”,出现下拉菜单,单击“Empty Group”,出现“Group”窗口。

在数据表的第一列中键入y的数据,并将该序列名取为y;在第二、第三列中分别键入x1 和x2的数据,并分别取名为x1和x2。

回归分析用鼠标单击“Quick”,出现下拉菜单,单击“Estimate Equation”,在弹出对话框中键入y c x1 x2;在“Estimation Settings”栏中选择“Least Squares”(最小二乘法);点击“OK”,屏幕显示回归分析结果如表3-16所示。

回归检验1、拟合优度检验:R2 =0.864267说明,回归方程即上述样本需求函数的解释能力为86.4%,即所有解释变量能对该被解释变量变动的86.4%作出解释。

回归方程的拟合优度较好。

2、回归模型的总体显著性检验:从全部因素的总体影响看,α表示显著性水平(一般取5%,也可取10%根据题目而定)假设在5%显著性水平上,若F检验的P值小于0.05,说明所有解释变量对被解释变量的共同影响显著。

3、单个回归系数的显著性检验:从单个因素的影响看,在5%显著性水平上,查看各个解释变量的T检验值若大于2,一般表示该解释变量对被解释变量有显著影响。

但是,最主要是看解释变量的P检验值,若P值小于0.05则表示该解释变量对被解释变量有显著影响。

异方差检验:(1)判断1.图示法——残差的图示检验通过resid 与x的散布图判断,图形成喇叭状。

Eviews实验报告

Eviews实验报告

计量经济学26号实验报告大连海事大学实验名称:计量经济学软件应用专业班级:2013 级经济学(1)班*名:***指导教师:***交通运输管理学院二○一六年六月一、实验目的学会常用经济计量软件的基本功能,并将其应用在一元线性回归、多元线性回归、异方差以及序列相关模型的分析中。

具体包括:Eviews的安装,样本数据基本统计量计算,一元线性回归模型的建立、检验及结果输出与分析,多元回归模型的建立与分析,异方差、序列相关模型的检验与处理等。

二、实验环境Windows XP或Windows 7的操作系统下,基于Eviews 6版本,来进行实验。

三、实验模型建立与分析案例一:在当今社会中,随着经济的增长和科学技术的发展,截至2015年12月,中国网民规模达6.88亿,互联网普及率为50.3%;手机网民规模达6.2亿,占比提升至90.1%。

现如今,半数中国人已经接入互联网,网民规模增速提升,同时网民个人上网设备进一步向手机端集中。

互联网已经成为我们生活中的一部分,随着网络环境的日益完善、移动互联网技术的发展,各类移动互联网应用的需求逐渐被开发。

未来,移动互联网应用将更加贴近生活,从而带动三四线城市、农村地区人口的使用,进一步提升我国互联网普及率。

我国2007-2015年我国网民和手机网民规模的的统计资料(资料来源于中国互联网信息中心CNNIC发布的《中国互联网络发展状况统计报告》),如下所示:年份中国网民规模X1 中国手机网民规模Y(万人)(万人)2007 5040 210002008 11760 298002009 23344 384002010 30274 457302011 35558 513102012 41997 564002013 50006 617582014 55678 648752015 61981 68826为了研究中国手机网民规模和中国网民之间规模的关系,运用以上数据:(1)做散点图中国手机网民规模(Y)和中国网民之间规模(X1)的关系散点图,如下图所示:从散点图可以看出中国手机网民规模(Y)和中国网民规模(X1)之间大体呈现为线性关系,所以建立的计量经济模型为如下线性模型:Y = β1 + β2*X + U(2)做回归分析,回归结果如下图所示:参数估计的结果为:Y = -22450.76 + 1.181685*X1(3)模型检验1.经济意义检验所估计的参数β2= 1.181685中国网民每增加1万人,中国将增加1.181685万人手机网民。

Eviews实验报告3

Eviews实验报告3

居民消费物价指数、消费者信心指数的相关数据,利用EVIEWS软件,将这几个指标数据进行相关分析。

特别在这里说明的是,因为同时参与了学校的本科生科研赞助---关于CCI (消费者信心指数)的一个项目,因此本人接下来的几个实验都将以CCI及相关影响指标为数据目标,研究CCI与其他因素间的关系。

本实验,则首先进行相关指标的稳定性检验。

【实验过程】(实验步骤、记录、数据、分析)本实验首先将通过多种方法对我国CCI序列进行平稳性分析:首先导入数据到eviews中,建立序列取名为CCI:然后我们首先通过折线图来直接观察其走势,如下图:从下图我们容易看到:CCI曲线基本是围绕100的轴线上下波动的,但是相比于白噪声序列,其波动幅度明显较大。

可以看到08年11月以前,其波动一直是在轴线以下,而在08年11月以后,数据都明显高于100。

联系当时的实事背景,我们不难解释这一点:2008年11月,正是国家公布四万亿投资的时候,而这之前,由于全球金融危机以及股市大跌的影响,我国居民的消费者信心指数都是较低的;国家的四万亿政策犹如一剂强心剂,立刻使得CCI有了直线的上升,一下子提高了消费者的信心。

为了判别序列是否稳定,我们绘制CCI序列的自相关图,如下:由每个Q统计量的伴随概率可以知道:都是拒绝原假设的,即存在某个K,使得滞后K期的自相关系数显著非零,即拒绝原数列是白噪声序列。

随后对其进行ADF检验:我们首先对序列本身进行单位根检验,分别采用带常数项,线性趋势,和无等三种情况进行检验。

可以从下图看到检验结果对应的p值均显著大于0.05,因此接受原假设,存在单位跟,即CCI序列本身是不平稳的.带常数项线性趋势无因此,考虑对其一阶差分进行单位根检验:可以看到,其一阶差分的单位根检验结果对应的p值显著小于0.01,拒绝存在单位根的原假设,因此我们可以得出结论:CCI的一阶差分序列是平稳的.然后我们通过PP检验来检验序列的平稳性:我们分别采用带常数项,线性趋势,和无等三种情况进行检验。

eviews图像及结果分析(同名23076)

eviews图像及结果分析(同名23076)

eviews图像及结果分析(同名23076)EViews图像及结果分析EViews软件提供了序列(Series)和序列组(Group)等对象的各种视图、统计分析方法和过程。

当序列对象中输入数据后,就可对序列对象中输入的数据进行统计分析,并且可以通过图、表等形式进行描述。

本章将介绍序列和序列组对象图形的生成和描述性统计量及其检验。

4.1 图形对象图形(Graph)对象可以形成序列和序列组等对象的各种视图,如线图(Line)、散点图(Scatter)以及饼图(Pie)等。

通过图形可以进一步观察和分析数据的变化趋势和规律。

下面介绍图形对象的基本操作。

4.1.1 图形(Graph)对象的生成图形对象也是工作文件中的基本对象之一。

要生成图形对象需首先打开序列对象窗口或序列组对象窗口,选择对象窗口工具栏中的“View”|“Graph”选项。

选择的对象类型不同,将弹出不同的窗口。

如果第4章图形和统计量分析• 43 •在序列对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-1所示的界面。

图4-1 序列窗口下图形对象的生成此时“Graph”弹出的菜单中有6种图形可供选择。

“Line”表示生成的是折线图,如图4-2所示,其横轴表示时间或序列的顺序,纵轴表示序列对象观测值的大小。

“Area”表示生成面积图,其图形的形状与“Line”(折线图)相同,不同的是“Area”(面积图)曲线下方是被填满的,而“Line”(折线图)下方是空白。

• 44 •第4章图形和统计量分析图4-2 “Line”折线图“Bar”表示为条形图,用条状的高度表示观测值的大小。

“Spike”表示尖峰图,由竖线组成,每根竖线的高度代表观测值的大小。

“Seasonal Stacked Line”表示生成的是季节性堆叠图,“Seasonal Split Line”表示生成的是季节性分割线。

如果在序列组(群)对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-3所示的界面。

《计量经济学》eviews实验报告一元线性回归模型详解

《计量经济学》eviews实验报告一元线性回归模型详解

《计量经济学》实验报告一元线性回归模型三、实验步骤〔简要写明实验步骤〕1、数据的输入、编辑2、图形分析与描述统计分析3、数据文件的存贮、调用4、一元线性回归的过程点击view中的Graph-scatter-中的第三个获得在上方输入ls y c x回车得到下列图在上图中view处点击view-中的actual,Fitted,Residual中的第一个得到回归残差打开Resid中的view-descriptive statistics得到残差直方图打开工作文件第二个中的structure将workfiels选中第一个,将右边改为16个之后打开工作文件xy右键双击,open-as grope在回归方程中有Forecast,残差立为yfse,点击ok后自动得到下列图在上方空白处输入ls y c s---之后点击proc 中的forcase 根据公式)|(0^0X Y Y E 得到2015估计量四、实验结果及分析〔将本问题的回归模型写出,并作出经济意义检验、统计检验〕回归模型为:yˆ=-8373.702+0.4167x经济意义:斜率系数0.4167表示在其他条件保持不变的情况下,GDP收入每增加1亿元,社会消费品零售总额平均增加0.4167亿元。

截距表示,当GDP为0时,社会消费品总额大约为-8373.702统计检验——变量的显著性检验〔1〕置信区间法在GDP-社会消费品总量一例中,共有15个观察差值,因而自由度为〔15-2〕=13。

假定,显著水平或犯第一类错误的概率为5%。

由于备择假设是双边的,根据书中附录E中表E-2的t分布表得:Pr(|t|>1.725=0.10)P(-1.771≤t≤1.771)=0.95即t值〔自由度为13〕位于上、下限〔-1.771,1.771〕之间的概率为95%,这个上、下限就是临界t值,代入公式可得:。

eviews计量经济学实验报告

eviews计量经济学实验报告

eviews计量经济学实验报告EViews计量经济学实验报告引言:计量经济学是经济学的一个重要分支,它运用数学和统计学方法对经济现象进行定量分析和预测。

EViews是一种强大的计量经济学软件,它提供了丰富的数据处理、统计分析和模型建立功能,被广泛应用于学术研究和实际经济分析中。

本实验报告旨在通过使用EViews软件,对某一经济现象进行实证研究,从而展示EViews在计量经济学中的应用和价值。

数据收集与预处理:本实验选择了中国GDP和CPI数据作为研究对象,数据来源于国家统计局。

首先,我们从国家统计局的官方网站上下载了相应的数据集,并导入到EViews中。

然后,我们对数据进行了初步的预处理,包括缺失值处理、异常值处理和数据平滑等。

通过这些步骤,我们得到了一份完整、可靠的数据集,为后续的分析和建模打下了基础。

描述性统计与数据可视化:在进行进一步的分析之前,我们首先对数据进行了描述性统计和数据可视化。

通过EViews的统计功能,我们计算了GDP和CPI的均值、标准差、最大值和最小值等统计指标,以及相关系数和协方差等相关指标。

同时,我们还使用EViews的绘图功能,绘制了GDP和CPI的时间序列图、散点图和直方图等。

这些统计和图表可以直观地展示数据的分布和变化趋势,为后续的模型分析提供参考。

时间序列分析:在进行时间序列分析时,我们首先对GDP和CPI数据进行平稳性检验。

通过EViews的单位根检验和ADF检验,我们发现GDP和CPI序列都是非平稳的,即存在单位根。

为了消除非平稳性,我们对数据进行了差分处理。

通过一阶差分,我们得到了平稳的GDP和CPI序列。

接下来,我们对平稳序列进行了自相关和偏自相关分析,以确定合适的ARIMA模型。

通过EViews的自相关函数和偏自相关函数图,我们发现GDP序列可以拟合为ARIMA(1,1,0)模型,而CPI序列可以拟合为ARIMA(0,1,1)模型。

回归分析与模型评估:在进行回归分析时,我们选择了GDP作为因变量,CPI作为自变量,建立了线性回归模型。

EVIEWS实验报告 1

EVIEWS实验报告 1

广东金融学院实验报告姓名邵太敏系别经济贸易系专业经济学学号 091584249 指导教师夏芳广东金融学院2011年06月影响粮食产量因素分析09经济学(2)班邵太敏 091584249 摘要:本文采用计量经济分析方法,以1978-2010年中国粮食产量及其重要因素的时间序列数据为样本,对影响中国粮食生产的多种因素进行了分析。

分析结果表明近年来我过粮食生产主要受播种面积、农业基础设施投入不足以及化肥使用量影响。

为提高粮食产量、促进粮食生产,首先应该提供一套促进粮食生产的政策措施提高粮食种植效益,增加粮农收入是根本,提高农民生产的积极性,稳定农业面积,加强基础设施建设等一系列措施来增加我国粮食生产能力和生产稳定。

关键词:粮食产量多因素分析相关政策- 、问题提出:由于我国人口众多,土地资源稀缺,在一定程度上造成日益增长的人口数量和粮食之间的矛盾凸显愈加强烈,因此粮食产量的稳定增长,直接影响着人民生活和社会的稳定与发展。

粮食生产的不稳定性对国民经济的影响是不可忽略的,在当今,世界可耕地面积日益减少的情况下,如何保证粮食的增产增收,关系着国计民生。

因此,分析粮食产量波动的原因,并据此提出相应的对策,对保障粮食生产持续稳定发展具有重要意义。

二、模型设定,数据处理及检验1 数据:年份粮食总产量粮食播种面积化肥使用量农林渔业从业粮食零售价格指数(万吨)Y(千公顷)X1(万吨)X2人数(万人)X3(上年=100)X41978 30476.5 120587.1 884 28455.6 101.3 1979 33211.5 119263.1 1086.3 29071.6 103.7 1980 32055.5 117234.2 1269.4 29808.4 103.5 1981 32502.5 114958.2 1406.9 30677.6 103.9 1982 35450.5 113462.3 1513.4 31152.7 100.21983 38728.5 114047.3 1659.8 31645.1 99.9 1984 40731.5 112884.5 1739.8 31685.1 99.8 1985 37911.5 108845.4 1775.8 30351.5 110.9 1986 39151.5 110933.8 1930.6 30467.9 109.3 1987 40298.2 111268.1 1999.3 30870.1 106.2 1988 39408.3 110123.3 2141.5 31455.7 114.1 1989 40755.1 112205.6 2357.1 32440.5 121.3 1990 44624.2 113465.9 2590.3 33336.4 95.6 1991 43529.3 112313.6 2805.1 34186.3 108.6 1992 44265.8 110559.8 2930.2 34037.1 124.3 1993 45648.8 110508.7 3151.9 33258.2 127.7 1994 44510.1 109543.7 3317.9 32690.3 148.7 1995 46661.8 110060.4 3593.7 32334.5 134.4 1996 50453.5 112547.9 3827.9 32260.4 107.5 1997 49417.1 112912.1 3980.7 32677.9 106.1 1998 51229.5 113787.4 4083.7 32626.4 108.9 1999 50838.6 113161.2 4124.3 32911.8 109.4 2000 46217.5 108462.5 4146.4 32797.5 110.1 2001 45263.7 106080.1 4253.8 32451.1 111.5 2002 45705.8 103890.8 4339.4 31990.6 109.6 2003 43069.5 99410.4 4411.6 31259.6 110.2 2004 46946.9 101606.1 4636.6 30596.1 113.5 2005 48402.2 104278.4 4726.2 29975.5 111.4 2006 49747.9 105489.1 4835.3 29332.2 114.7 2007 50152.3 105530.1 4922.5 28673.4 115.22008 52851.6 107540.2 5103.5 27653.6 119.32009 53082.4 108986.1 5239.2 27982.5 120.22010 54641.3 109872.7 5432.6 26534.2 125.62 模型设定:通过对数据进行整理和分析,我们现在初步假设粮食产量与粮食播种面积、化肥使用量、农林渔业从业人数以及粮食的相对价格4个指标之间存在多元线性关系。

Eviews异方差性实验报告

Eviews异方差性实验报告

实验一异方差性【实验目的】掌握异方差性问题出现的来源、后果、检验及修正的原理,以及相关的Eviews操作方法。

【实验内容】以《计量经济学学习指南与练习》补充习题4-16为数据,练习检查和克服模型的异方差的操作方法。

【4-16】表4-1给出了美国18个行业1988年研究开发(R&D)费用支出丫与销售收入X 的数据。

请用帕克(Park)检验、戈里瑟(Gleiser)检验、G-Q检验与怀特(White)检验来检验丫关于X的回归模型是否存在异方差性?若存在异方差性,请尝试消除它。

【实验步骤】一■检查模型是否存在异方差性1、图形分析检验(1)散点相关图分析做出销售收入X与研究开发费用丫的散点相关图(SCAT X 丫)。

观察相关图可以看出,随着销售收入的增加,研究开发费用的平均水平不断提高,但离散程度也逐步扩大。

这说明变量之间可能存在递增的异方差性。

0 50,000 100,000 150,000 200.000 250,000(2)残差图分析首先对数据按照解释变量X 由小至大进行排序(SORT X ),然后建立一元线 性回归方程(LS 丫 C X )。

Dependentvariable: Y Method: Least Squares Date: 12/06/11 Time : 23:08 Sample: 1 17Included obseivations: 17VariableCo EfficientStd. Errort-StallStic Prob C 187.5068 1106.681 0.169432 0.8677 X0.031993 0.0111112 8793580.0115 R-squared0.355966 Mean dependent var 2676.188 Adjusted R-squared 0.313031 S.D. dependent var3438.207 S.E. of regression 2849711 Aka ike Info criterion 13.85795 Sum squared resid 1 22E+O0 Schwarz criterion 18.95698 Log likelihood -158.2926 Hannan-Quinn criter. 18.86770 F-statistic8.290703 Durbin-Watson stat2.738533Prob(F-statistic)0.011464因此,模型估计式为:丫 =187.507 0.032* X ------- (*)2 (0.17)(2.88)R 2=0.31s.e.=2850F=0.011建立残差关于X 的散点图,可以发现随着X 增加,残差呈现明显的扩大 趋势,表明存在递增的异方差。

Eviews实验报告5

Eviews实验报告5

绘制1992-1998年的中国城镇居民月人均生活费支出(y)和可支配收入序列(x)的折线图如下:
可以看到序列呈逐年上升趋势,并且在每年二月份会出现一个高位,这与实际是想符合的。

鉴于消费既受到当期收入等经济实力因素的影响,也受到前期消费的影响,因此建立一个消费的自回归分布滞后模型。

采用y c y(-1) y(-2) y(-3) y(-12) x x(-1) x(-2) x(-3) x(-12)建立模型。

如下图:
得到分析结果如下:
有较多项系数对应的p值显著大于0.05,因此我们逐个删除p值最大的项,
最后留下四项,得到下图:
可以看到对应的四个参数的系数的p值都显著小于0.001。

模型拟合的预测值DCPIF的折线图和与dcpi的对比图如下:
精品文档
可编辑。

Eviews实验报告2

Eviews实验报告2

(Error Correction Model)Srba 和Yeo 于模型。

它常常作为协整回归模型的补充模型出现。

两步法建立误差修正模型
p t B Y -++
【实验过程】(实验步骤、记录、数据、分析)
首先导入1982-2010年的年度中国城镇居民月人均生活费支出(y)和可支配收入序列(x)数据:
绘制中国城镇居民月人均生活费支出(y)和可支配收入序列(x)的折线图:可以看到两者呈现公共的上升趋势。

对X与Y分别取对数:
然后对xt与yt序列进行平稳性检验:
容易发现:XT与YT序列均不是平稳的,但是其一阶差分都是平稳的,因此猜测他们具有协整关系。

对YT和XT序列进行回归后发现:
可以看到对应的两个参数的系数的p值都显著小于0.001。

生成一列序列=残差,对该序列进行ADF检验后可以发现p值小于0.05,因此认为不存在单位根,序列是平稳的。

因此,尽管国城镇居民月人均生活费支出(y )和可支配收入序列(x )都是非平稳的,但是由于它们之间具有协整关系,因此可以建立动态回归模型准确预测其长期互动关系。

模型拟合的预测值DCPIF 的折线图和与dcpi 的对比图如下:
可以看到,最后的拟合效果非常好。

从而我们得到最后的拟合方程为:
t t t x y ε++=)ln(*934.0328.0)ln(
即: t
t x t e y ε++=)ln(*934.0328.0
因此,城镇居民收入没增加一个百分点,其消费支出也增加0.934各百分点。

EViews计量经济学实验报告

EViews计量经济学实验报告

EViews 计量经济学实验报告实验一 EViews软件的基本操作小组成员: 【实验目的】了解EViews软件的基本操作对象,掌握软件的基本操作。

【实验内容】数据的输入、编辑与序列生成;实验内容以表1-1所列出的消费支出和可支配收入的统计资料为例进行操作。

表1-1 中国内地各地区城镇居民家庭人均全年可支配收入与人均全年消费性支出单位:元地区消费支出Y 可分配收入 X 地区消费支出 Y 可支配收入 X北京 19977.52 14825.41 湖北 9802.65 7397.32天津 14283.09 10548.05 湖南 10504.67 8169.30河北 10304.56 7343.49 广东 16015.58 12432.22山西 10027.70 7170.94 广西 9898.75 6791.95 内蒙古 10357.99 7666.61 海南 9395.13 7126.78辽宁 10369.61 7987.49 重庆 11569.74 9398.69吉林 9775.07 7352.64 四川 9350.11 7524.81 黑龙江 9182.31 6655.43 贵州 9116.61 6848.39上海 20667.91 14761.75 云南 10069.89 7379.81江苏 14084.26 9628.59 西藏 8941.08 6192.57浙江 18265.10 13348.51 陕西 9267.70 7553.28安徽 9771.05 7294.73 甘肃 8920.59 6974.21福建 13753.28 9807.71 青海 9000.35 6530.11江西 9551.12 6645.54 宁夏 9177.26 7205.57山东 12192.24 8468.40 新疆 8871.27 6730.01河南 9810.26 6685.18资料来源:《中国统计年鉴》(2007)【实验步骤】一、创建工作文件启动EViews软件之后,进入EViews主窗口(如图1-1所示)。

计量EVIEWS实验报告

计量EVIEWS实验报告

计量EVIEWS实验报告CPI与M1的关系(1) 导⼊数据,建⽴⼯作组(2)⽣成cpi数据列对其进⾏ADF检验,⼀阶平稳,结果如下:同样⽅法⽣成m1数据列,并对其进⾏ADF检验,⼀阶平稳,结果如下:(3)以上实验说明CPI与M1是⼀阶单整序列,接着对DM1与DCPI进⾏协整检验,Quick→Group Statistics→Cointegration Test检验结果如下:说明存在2个协整关系。

(4)对其⼀阶差分序列进⾏格兰杰因果检验,Quick→Group Statistics→Granger Causality Test检验结果如下:说明M1是CPI变动的格兰杰原因,⽽CPI不是M1变动的格兰杰原因。

综上所述,CPI与M1存在协整关系,且M1的变动引起CPI的变动。

沪深股市收益率波动性分析⼀沪深股市收益率的波动性研究1、描述性统计图⼀上证收益率图⼆深证收益率从图⼀可以发现,样本期内沪市收益率均值为-0.000824,标准差为0.019323,偏度为-0.146983,峰度为5.707683,远⾼于正态分布的峰度值3,说明收益率r t具有尖峰和厚尾特征。

JB正态性检验也证实了这点,统计量为318.9724,说明在极⼩置信概率下,收益率显著异于正态分布;从图⼆可以发现,样本期内深市收益率均值为-0.00062,标准差为0.021601,偏度为-0.253026,峰度为4.838825,收益率同样具有尖峰厚尾特征。

深市收益率的标准差⼤于沪市,说明深圳股市的波动更⼤。

析。

3、均值⽅程的确定及残差序列⾃相关检验图三上证收益率⾃相关检验图四深证收益率⾃相关检验从图三和图四可以看出上证收益率和深证收益率都不存在⾃相关性,因此我们选择以下模型作为波动率模型的均值⽅程:it it it u r ε+= 2,1=i其中t r 1表⽰上证收益率,t r 2表⽰深证收益率。

对沪深市场收益率分别作如上模型的回归,结果如图五和图六所⽰:图五上证收益率回归分析图六深证收益率回归分析4、⽤Ljung-Box Q 统计量对均值⽅程拟和后的残差及残差平⽅做⾃相关检验图七上证收益率回归模型图⼋上证收益率回归模型残差残差的⾃相关检验平⽅的⾃相关检验图九深证收益率回归模型图⼗深证收益率回归模型残差残差的⾃相关检验平⽅的⾃相关检验从图七和图⼋可以发现,上证收益率回归模型的残差不存在⾃相关性,⽽上证收益率回归模型的残差平⽅存在很强的⾃相关,即模型残差存在条件异⽅差。

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第4章图形和统计量分析EViews软件提供了序列(Series)和序列组(Group)等对象的各种视图、统计分析方法和过程。

当序列对象中输入数据后,就可对序列对象中输入的数据进行统计分析,并且可以通过图、表等形式进行描述。

本章将介绍序列和序列组对象图形的生成和描述性统计量及其检验。

4.1 图形对象图形(Graph)对象可以形成序列和序列组等对象的各种视图,如线图(Line)、散点图(Scatter)以及饼图(Pie)等。

通过图形可以进一步观察和分析数据的变化趋势和规律。

下面介绍图形对象的基本操作。

4.1.1 图形(Graph)对象的生成图形对象也是工作文件中的基本对象之一。

要生成图形对象需首先打开序列对象窗口或序列组对象窗口,选择对象窗口工具栏中的“View”|“Graph”选项。

选择的对象类型不同,将弹出不同的窗口。

如果在序列对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-1所示的界面。

. .图4-1 序列窗口下图形对象的生成此时“Graph”弹出的菜单中有6种图形可供选择。

“Line”表示生成的是折线图,如图4-2所示,其横轴表示时间或序列的顺序,纵轴表示序列对象观测值的大小。

“Area”表示生成面积图,其图形的形状与“Line”(折线图)相同,不同的是“Area”(面积图)曲线下方是被填满的,而“Line”(折线图)下方是空白。

图4-2 “Line”折线图“Bar”表示为条形图,用条状的高度表示观测值的大小。

“Spike”表示尖峰图,由竖线组成,每根竖线的高度代表观测值的大小。

“Seasonal Stacked Line”表示生成的是季节性堆叠图,“Seasonal Split Line”表示生成的是季节性分割线。

如果在序列组(群)对象窗口下选择“View”|“Graph”选项,将弹出如图4-3所示的界面。

这里有9种图形可供选择。

其前4种与上面讲述的相同。

图4-3 序列组(群)窗口下图对象的生成其中,“Scatter”表示生成散点图。

在“Scatter”弹出的菜单中有5个选项,分别是“Simple Scatter”(简单散点图)、“Scatter with Regression”(带有回归线的散点图)、“Scatter with Nearest Neighbor Fit”(近邻匹配散点图)、“Scatter with Kernel Fit”(核心匹配散点图)、“XY Pairs”(XY成对散点图)。

当序列组中包含两个序列对象时,第一个序列对象的观测值构成散点图的横坐标,第二个序列对象的观测值构成散点图的纵坐标,如图4-4所示。

当序列组中有三个以上的序列对象时,第一个序列对象构成散点图的横坐标,其余序列对象构成散点图的纵坐标。

图4-4 简单散点图(“Simple Scatter”)“XY line”表示X与Y的折线图,横纵坐标分别表示两个序列对象的观测值。

“Error Bar”表示误差长条图,“High-Low”表示高低图,“Pie”表示饼图。

另外,在序列组(群)对象窗口下还可通过选择“View”|“Multiple Graphs”选项来生成图形。

此时图形显示在不同的坐标系中,即每个序列对象各形成一个图形,并显示在同一个窗口中。

除上面介绍的在序列对象窗口中生成图对象外,还可以通过选择EViews主菜单中的“Quick”|“Graph”选项来生成。

在“Graph”的菜单中选择图的类型,将弹出图4-5所示的文本框。

在文本框输入序列或序列组的名称,例如“fdi”,然后单击“OK”按钮,即可打开相应的图。

此时所生成的图对象未被命名,单击图对象窗口中的“Name”按钮即可命名。

图4-5 生成图对象的文本框. .4.1.2 图形的冻结在上面所介绍的两种图对象生成方法中,通过“Quick”|“Graph”选项生成图形对象,单击图对象窗口工具栏中的“Name”选项,在弹出的对话框中输入该对象的名称,单击“OK”按钮后该对象即可被保存,并在工作文件窗口中显示图对象的图标。

但直接在序列对象窗口中形成的图形未被保存,当序列对象中的观测值发生改变时,或当前工作文件的样本围发生变化时,图形也将随之改变。

如果要保留所建立的图形,使之不随样本及观测值的改变而发生变化,则可以通过序列对象窗口中的“Freeze”键来冻结图形。

EViews软件将被冻结的图形以一个图(Graph)对象的形式保存在工作文件中。

当选择序列对象窗口中的“Freeze”键时,会弹出图对象窗口。

其中有几个键值得关注,一个是“AddText”功能键,通过它可以将文字显示在图形中,并且可以选择显示的位置。

一个是“Line/Shade”功能键,通过它可以改变图形的背景颜色,横纵坐标轴的线条类型和颜色等。

还有一个是“Remove”功能键,可以用来删除图形中的一些附加要素。

例如,将在图形中所建立的文字删除,应首先用鼠标单击所需删除的容,使其被选中,然后单击“Remove”键,则文字即被删除。

用同样的方法也可以删除为图形所设置的颜色等。

4.1.3 图形的复制如果需要将图形保存到其他文件中,例如放在Word文档中,则选择图对象窗口中的“Proc”|“Copy”选项,然后在弹出的对话框中单击“OK”按钮。

或者将鼠标移动到图形上,右击,在弹出的快捷菜单中选择“Copy”命令。

再打开需要粘贴的文件,进行粘贴即可。

4.2 描述性统计量EViews软件中包含一些基本的描述性统计量,有直方图、均值、方差、协方差、自相关等。

本节主要介绍序列和序列组对象窗口下的描述性统计量及其检验。

4.2.1 描述性统计量概述序列窗口下的描述性统计量和序列组窗口下的描述性统计量有所不同。

在序列窗口下有4种描述性统计量,分别是“Histogram and Stats”(直方图和统计量)、“Stats Table”(统计表)、“Stats by Classification”(分类统计量)和“Boxplots by Classification”(箱线图/箱尾图分类)。

序列组窗口下有3种描述性统计量,分别是“Common Sample”(普通样本)、“Individual Samples ”(个体样本)和“Boxplots ”(箱线图/箱尾图)。

下面分别进行详细介绍。

(1) 序列窗口下的描述性统计量在序列(Series)对象窗口下选择工具栏中的“View ”|“Descriptive Statistics ”(描述性统计量)选项,将出现4个选项。

第一个选项是“Histogram and Stats ”(直方图和统计量),能显示序列对象的直方图和描述性统计量的值。

下面以建立好的序列对象“fdi ”为例来进行说明。

如图4-6所示,图的左侧显示的是该序列对象的直方图,为观测值的频率分布。

右侧分三个部分,最上面显示的是序列对象的名称、样本的围和样本数量。

中间部分显示的是各统计量的值。

其中,“Mean ”表示均值,即序列对象观测值的平均值;“Median ”表示中位数,即从小到大排列的序列对象观测值的中间值,是对序列分布中心的一个大致估计;“Maximum ”和“Minimum ”表示的是该序列观测值中的最大值和最小值;“Std.Dev ”表示标准差,用来衡量序列观测值的离散程度。

其计算公式为∑=--=N i x x N i 1)(112σ(4-1)式中,σ为标准差,N 为样本观测值个数,x i 是样本观测值,x 为样本均值。

图4-6 序列对象“fdi ”的直方图分布形状和相关统计量的描述“Skewness ”表示偏度,用来衡量观测值分布偏离均值的状况。

其计算公式为31ˆ1∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛-=N i x x N S i σ (4-2)式中,σˆ是变量方差的有偏估计。

当S =0时,序列的分布是对称的,如正态分布;当S >0时,序列分布为右偏;当S <0时,序列分布为左偏。

例如图4-6中的偏度为1.422 500>0,. .所以我国的外商直接投资(fdi)的分布是不对称的,为右偏分布形态。

“Kurtosis ”表示峰度,用来衡量序列分布的凸起状况。

其计算公式为41ˆ1∑=⎪⎭⎫ ⎝⎛-=N i x x N K i σ (4-3)正态分布的K 值为3,当K >3时,序列对象的分布凸起程度大于正态分布的凸起程度;当K <3时,序列对象的分布凸起程度要比正态分布小。

例如,图4-6中的峰度为4.898 917 >3,外商直接投资(fdi)的分布呈尖峰状态。

最下方是JB(Jarque-Bera)统计量及其相应的概率(Probability)。

JB 统计量用来检验序列观测值是否服从正态分布,该检验的零假设为样本服从正态分布。

在零假设下,JB 统计量服从χ2(2)分布。

根据第1章所介绍的假设检验,P(Probability)值为拒绝原假设所犯第Ⅰ类错误的概率。

在本例中P 值接近于0,因而可在1%的显著性水平下拒绝零假设,即序列不服从正态分布。

第二个选项是“Stats Table ”(统计表),它将描述性统计量值通过电子表格的形式显示在对象窗口中。

第三个选项是“Stats by Classification ”(分类统计量),它将样本分为若干组后再对各组观测值分别进行描述统计。

选择此项后将弹出如图4-7所示的对话框,其中包括三部分容。

在左边“Statistics ”选项中勾选需要显示的统计量,其中“# of NAs ”为无观测个数,“Observations ”为观测值个数。

在“Series/Group for classify ”中输入需分类的序列或序列组对象名称,右侧“Output Layout ”为输出结果的显示形式。

选择好后单击“OK ”按钮即可。

图4-7 “Stats by Classification ”(分类统计量)对话框第四个选项是“Boxplots by Classification ”(分类箱线图/箱尾图),将序列分布按照箱线图/箱尾图进行分类。

箱线图(Boxplot)也称为箱尾图,是利用数据统计量来描述数据的一种方法,它可以粗略地看出数据是否具有对称性,分布的分散程度等。

图4-8所示为fdi 序列的分类箱线图。

图4-8 fdi序列对象的分类箱线图(“Boxplots by Classification”)(2) 序列组窗口下的描述性统计量在序列组(Group)对象窗口下选择工具栏中的“View”| “Descriptive Statistics”(描述性统计量)选项,将弹出3个选项。

第一个选项是“Common Sample”(普通样本),选择该项将得到含有均值、中位数、最大/小值等统计量的一电子表格。

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