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。或通过resid的平方与x的散布图判断。

在“Quick”菜单中选“Graph”项，在图形对话框里键入resid x，可得resid 与x的散布图（见图4-9），resid 与x 的散布图表明存在异方差。

2.怀特检验。

在方程窗口中依次点击：View\Residual Test\ Heteroskedasticity Test,多元回归时一般选择有交叉项, 。

（2）异方差的修正（WLS 估计法）。加权重1/x^2。

在OLS 对话框里键入：y c x，按回车键，然后在方程窗口中点击“Estimate\Options”按钮，并在权数对话框里输入权数 1 / x^2 或者 1 / e^2(其中的e是用

中的genr按钮，在弹出的框中输入e=resid)

若obs*R-squared对应的P值小于0.05，拒绝原假设，存在异方差性。例中为0.1691。

自相关检验：

（一）判断

1.残差图

通过resid(-1)和resid（纵轴）的残差图，有明显带状规律。

2.D-W检验

3.偏自相关系数检验

在方程窗口中依次点击：View\Residual Test\correlogram-Q-statistic

超出虚线的条块

4.拉格朗日乘数检验（B-G,LM ）

在方程窗口中依次点击：View\Residual Test\Serail Correlation LM Test

若obs*R-squared 对应的P 值小于0.05，拒绝原假设，存在自相关。

（二）修正（广义差分）

1. 利用DW 统计量求 ，再用广义差分法估计模型

2. 杜宾（durbin ）两步法

鼠标单击“Quick ”，出现下拉菜单，单击“Estimate Equation ”，在弹出的 OLS 对话框里键入：1--t t Y Y ρ c 1--t t X X ρ，按回车键，

多重共线性检验

（一） 判断

1. 相关系数法。R 的绝对值大于等于0.8，存在多重共线性。

2. 回归后，R 平方较大，F 检验显著，但有些变量T 检验不显著，系数的正负号与理论

违背。

（二） 修正

1. 先用Ctrl 键选中所有的解释变量和被解释变量，再右击鼠标，在open 中选中as group ，

在新建的group 窗口中点击view / Covarriance Analysis/ correlation

找到和被解释变量相关系数最大的解释变量，做二者的回归估计。

2. 若该解释变量有显著影响，再加入和被解释变量相关系数第二大的解释变量做回归

分析，若 R 平方上升，P 值显著则该变量应该加入模型，否则舍去。

2

1ˆDW -=ρρ)()()1(11101----+-+-=-t t t t t t X X Y Y ρμμρβρβρ