计量经济学软件包Eviews使用说明

1、氨计量经济学软件暗包吧Eviews百使用说明一、启动软件包氨 案 假定用户有癌Windows傲95/98靶的操作经验，我哀们通过一个实际翱问题的处理过程般，使用户对傲EViews胺的应用有一些感板性认识，达到速半成的目的。矮Eviews拌的启动步骤：阿 进隘入摆W佰indows 颁/双击扳Eviews氨快捷方式，进入奥EViews绊窗口；或点击开暗始 /程序/稗Econome拌tric Vi叭ews捌/ 案Eviews胺，进入傲EViews袄窗口。菜单栏标题栏命令窗口控制按钮信息栏路径状态栏主显示窗口（图一）版、傲EViews扳窗口介绍柏 疤 标题栏：摆窗口的顶部是标搬题栏，标题栏的跋右端有三

2、个按钮般：最小化、最大板化（或复原）和奥关闭，点击这三啊个按钮可以控制胺窗口的大小或关跋闭窗口。背 拜 菜单栏：袄标题栏下是主菜把单栏。主菜单栏柏上共有霸7傲个选项：摆 File傲，八Edit办，肮Objects霸，把View板，胺Procs矮，班Quick暗，叭Options翱，岸Window伴，爸Help颁。用鼠标点击可安打开下拉式菜单巴（或再下一级菜耙单，如果有的话背），点击某个选肮项电脑就执行对靶应的操作响应爱（肮File拜，埃Edit傲的编辑功能与昂Word, E矮xcel碍中的相应功能相爱似）班。吧 拌 命令窗口：安主菜单栏下是命岸令窗口，窗口最拌左端一竖线是提唉示符，允许用户氨在

3、提示符后通过啊键盘输入蔼EViews奥（疤TSP挨风格）命令。如啊果熟悉凹MacroTS伴P肮（肮DOS岸）版的命令可以搬直接在此键入，矮如同佰DOS耙版一样地使用肮EViews班。按啊F1绊键（或移动箭头背），键入的历史百命令将重新显示皑出来，供用户选哎用。岸 碍 主显示窗口：班命令窗口之下是八Eviews傲的主显示窗口，昂以后操作产生的胺窗口（称为子窗艾口）均在此范围岸之内，不能移出俺主窗口之外。癌 傲状态栏：艾主窗口之下是状摆态栏，左端显示扳信息，中部显示巴当前路径，右下埃端显示当前状态案，例如有无工作唉文件等。哀 蔼 捌Eviews拜有四种工作方式般：（疤1翱）鼠标图形导向拌方式；（背

4、2背）简单命令方式罢；（板3吧）命令参数方式癌袄(1拔)与（佰2唉）相结合瓣)吧 ；（哀4半）程序（采用拔EViews安命令编制程序）敖运行方式。用户把可以选择自己喜凹欢的方式进行操摆作。翱二、创建工作文懊件跋 拜 工作文件是用班户与凹EViews氨对话期间保存在傲RAM碍之中的信息，包哎括对话期间输入办和建立的全部命哎名对象，所以必伴须首先建立或打拌开一个工作文件叭用户才能与八Eviews皑对话。工作文件版好比你工作时的埃桌面一样，放置昂了许多进行处理翱的东西（对象）百，像结束工作时瓣需要清理桌面一伴样，允许将工作耙文件保存到磁盘爱上。隘如果不对工作文蔼件进行保存，工板作文件中的任何败东西，

5、关闭机器盎时将被丢失。半 版进入半EViews安后的第一件工作澳应从创建新的或版调入原有的工作肮文件开始。只有跋新建或调入原有蔼工作文件，坝 EViews颁才允许用户输入澳开始进行数据处败理。拌 爸建立工作文件的笆方法：暗点击爱File/Ne盎w/Workf颁ile敖。选择数据类型扳和起止日期，并伴在出现的对话框澳中提供必要的信靶息：适当的时间岸频率（年、季度奥、月度、周、日翱）；确定起止日爱期或最大处理个安数（开始日期是绊项目中计划的最俺早的日期；结束败日期是项目计划罢的最晚日期，非凹时间序列提供最拔大观察个数，以把后还可以对这些岸设置进行更改）摆。昂 阿 下面我们通过爱研究我国城镇居邦民消

6、费与可支配爸收入的关系来学哎习罢Eviews稗的应用。数据如胺下：表一矮1998年我国背城镇居民人均可耙支配收入与人均班消费性支出 单版位：元耙地傲 霸区八 矮可支配收捌 捌入般(inc) 瓣 氨消隘 伴费拜 袄性支百 疤出颁(consum矮) 吧地柏 扒区哀 暗可支配收摆 袄入昂(inc) 罢 碍消柏 稗费懊 伴性支袄 隘出敖(consum袄) 斑 挨北艾 澳京耙 绊8471.98敖6970.83隘 背河扒 半南班 挨4219.42暗3415.65搬 绊天哎 笆津伴 阿7110昂.54扮5471.01凹 拜湖哀 袄北跋 摆4826.36瓣4074.38按 靶河白 半北蔼 疤5084.64拜3

7、834.43办 八湖伴 懊南稗 靶5434.26稗4370.95伴 昂山安 皑西稗 扒4098.73袄3267.70霸 扳广扮 班东熬 佰8839.68板7054.09阿 绊内蒙古败 把4353.02坝3105.74拔 案广八 扳西板 班5412.24百4381.09胺 哎辽耙 佰宁碍 熬4617.24傲3890.74澳 颁海案 班南蔼 懊4852.87按3832.44拜 班吉矮 败林八 跋4206.64搬3449.74扮 捌重埃 扮庆昂5466伴.57摆4977.26斑 俺黑龙江办 坝4268.50笆3303.15败 败四霸 昂川氨 靶5127.08芭4382.59癌 澳上哎 把海俺 巴87

8、73.10隘6866.41扒 傲贵唉 盎州袄 搬4565.39氨3799.38碍 碍江柏 暗苏拌 敖6017.85挨4889.43安 叭云巴 碍南白 瓣6042.78俺5032.67氨 熬浙啊 版江伴 案7836.76凹6217.93盎 敖陕拔 扳西鞍 佰4220.24瓣3538.52扳 肮安扳 版徽袄 肮4770.47案3777.41俺 靶甘靶 办肃哎 傲4009.61疤3099.36坝 扮福半 扒建澳 捌6办485.63澳5181.45颁 吧青胺 埃海唉 柏4240.13懊3580.47蔼 耙江扳 斑西矮 案4251.42胺3266.81瓣 把宁翱 鞍夏佰 颁4112.41瓣3379.82

9、班 扮山绊 稗东傲 佰5380.08盎4143.96澳 斑新白 捌疆坝 半5000.79搬3714.10肮（数据来源：中白国统计年鉴-1暗999光盘白J10俺、稗J11凹，中国统计出版阿社）笆下面的图片说明奥了具体操作过程柏。哀 阿 1、打开新建巴对象类型对话框把，选择工作文件阿Workfil拔e袄，见图二。（图二）（图三）八 伴 2、打开工作拔文件时间频率和绊样本区间对话框翱，输入频率和样懊本区间，见图三拌。信息栏兰标题栏工具条控制框昂对象小图标（图四）坝 3、摆点击半OK傲确认，得新建工氨作文件窗口，见隘图四。挨 百 工作文件窗口肮：懊工作文件窗口是癌EViews靶的子窗口。它有瓣标题栏、

10、控制按熬钮和工具条。标盎题栏指明窗口的盎类型笆workfil安e班、工作文件名。扒标题栏下是工作胺文件窗口的工具跋条，工具条上有伴一些按钮。板Views隘观察按钮、啊Procs唉过程按钮、斑Save暗（保存）工作文翱件、凹Sample扮（设置观察值的奥样本区间）、俺Gener叭（利用已有的序按列生成新的序列背）、爱Fetch耙（从磁盘上读取隘数据）、凹Store巴（将数据存储到安磁盘）、斑Delete绊（删除）对象。敖此外，可以从工胺作文件目录中选挨取并双击对象，叭用户就可以展示白和分析工作文件板内的任何数据。拜工作文件一开始挨其中就包含了两佰个对象，一个是疤系数序列百C摆（保存估计系数颁用）

11、，另一个残拜差序列傲RESID艾（实际值与拟合袄值之差）。小图胺标上标识出对象笆的类型，俺C哀是系数向量，曲绊线图是时间序列氨。用户选择傲Views般对象后双击鼠标埃左建或直接使用袄EViews邦主窗口顶部的菜般单选项，可以对俺工作文件和其中扳的对象进行一些案处理。翱 板 4、保存工作胺成果：将工作成坝果保存到磁盘，版点击工具条中皑save隘输入文件名、路胺径邦百保存，或点击菜懊单栏中扒File奥 碍Save昂或昂Save as氨 捌板输入文件名、路靶径稗绊保存。安 5皑、打开工作文件佰：我们可以打开八一个已有的工作唉文件继续以前的拌工作，点击主菜稗单中的搬File O案pen W矮orkfi

12、le伴 霸选定文件坝袄打开。背三、输入和编辑拔数据翱 耙 拌建立或调入工作挨文件以后，可以斑输入和编辑数据霸。 输入数据有碍两种基本方法：办data熬命令方式和鼠标懊图形界面方式稗 袄 1、罢data佰命令方式：命令案格式为：败data .昂.癌，序列名之间用把空格隔开，输入唉全部序列后回车版就进入数据编辑邦窗口，如图五所扮示。用户可以按傲照吧Excel 熬的数据输入习惯吧输入数据。阿数据输入完毕，哀可以关闭数据输巴入窗口，点击工安作文件窗口工具办条的熬Save跋或点击菜单栏的隘File懊 爸巴 啊Save傲将数据存入磁盘坝。癌 傲 2、鼠标图矮形界面方式拌班数组方式：点击拔Quick 叭 E

13、mpty 坝Group (啊Edit Se耙ries)胺， 进入数据窗岸口编辑窗口，点坝击瓣obs 案行没有数据的第版一列（稗如图五中太阳标把志处般），然后输入序吧列名，并可以如疤此输入多个序列皑。输入数据名后袄，可以输入数据盎，方式同上。佰 绊 3、鼠标图昂形界面方式芭唉序列方式：点击袄Objects绊 New 巴object 昂 背选安Series 熬 奥输入序列名称斑Ok,啊进入数据编辑窗隘口，点击靶Edit+/-癌打开数据编辑状敖态，（用户可以凹根据习惯点击岸Smpl+/-芭改变数据按行或敖列的显示形式拜,颁）然后输入数据芭，方式同上。输入命令，回车数据编辑窗口工具条序列名称输入的数据

14、（图五）靶 昂 4按、编辑工作文件唉中已有的序列：罢可以按照操作哀Windows背的习惯在工作文邦件主显示窗口选氨定一个或多个序板列，点击鼠标右靶健打开一个或多哀个序列，进入数俺据编辑状态，可霸以修改数据。皑四爸 八、由组的观察查巴看组内序列的数办据特征（图六）百 澳 按下数组窗巴口（也可以成为跋数组或数据编辑班窗口）工具条上敖Views矮按钮，可以得到安组内数据的特征安，见图六。具体耙介绍如下：图八图七爸 背Group M按embers版 蔼可用于增加组中斑的序列；扒SpreadS案heet摆以电子数据表的般形式显示数据；稗Dated D袄ata Tab班le 傲将使时序数据以爸表的形式显示

15、；扳Graph袄以各种图形的形皑式显示数据的；埃Multi G白raph 摆以多图的形式显笆示组中数据；爸Descrip八tive St癌ats佰给出组中数据的皑描述统计量，如般均值、方差、偏笆度、峰度、疤J-B爱统计量（用于正邦态性检验）等；袄Tests o版f equal笆ity懊给出检验组中序坝列是否具有同方笆差、同均值或相扒同中位数的假设盎检验结果；芭N-way摆/巴One-way啊 Tabula鞍tion鞍给出数组中序列哎观测值在某一区安间的频数、频率靶和某一序列是否颁与组中其他序列版独立的假设检验懊结果；靶Correla跋tions哎 氨给出数组中序列奥的相关系数矩阵扮；傲Cova

16、ria靶nces矮给出数组中序列半的斜方差矩阵；阿Correlo胺gram (1般)邦给出组内第靶1颁序列的水平序列耙及其差分序列的岸自相关函数和偏白自相关函数；岸Cross C八orrelat坝ion (2)岸给出组内第斑1摆和第癌2奥序列的超前几期笆和滞后几期值之凹间的互相关函数安；斑 八Cointeg扳ration 阿Test办执行背 Johans佰en coin艾tegrati百on盎协整（或称为共班积）检验；阿 绊Granger佰 Causal吧ity胺检验组内各个配癌对间的耙Granger摆因果关系；袄Lable澳给出数组的名称翱及修改时间等信袄息。耙五、回归分析鞍-爱估计消费函数

17、扳 昂 1氨、在经济理论指背导下，利用软件哀包的蔼“拜观察（班View矮）翱”案功能对数据进行稗“背火力侦察埃”昂，观察消费性支霸出与可支配收入哀的 散点图肮(蔼见图七败)盎。依据凯恩斯理昂论，设定理论模暗型：耙con案sum= a 敖+ b (in安c)佰、作普通最小摆二乘法估计：在扒主菜单选柏Quick 肮Estimat白e Equat笆ions蔼，进入输入估计肮方程对话框, 叭输入待估计方程胺，选择估计方法伴叭普通最小二乘法唉，如图八所示。扳点击傲OK扒进行估计，得到疤估计方程般(1)白及其统计检验结案果，如图九所示俺。鞍 皑 巴 俺 懊 (1)半 傲 扮 胺 懊 鞍 耙 敖 颁 t白

18、搬(30.89翱) 癌 (0.3叭5)艾 班 3、利用图哀九中给出的统计白检验结果对模型拔的可靠性进行统扳计学检验，由统般计结果可以看出肮该模型拟合优良唉，误差项不存在巴一阶正自相关。巴 扮 4背、利用图九中估案计方程显示窗口芭中工具条胺View芭，可以显示估计颁方程、估计方程扒的统计结果、以拌图或表的形式显搬示数据的实际值罢、预测值和残差伴。六、单方程预测图九挨 敖 预测是我们哀建立经济计量模拜型的目的之一,巴 其操作如下：哎进入方程估计输班出窗口（可以选叭定一个已有的方艾程建打开或估计柏一个新方程）如安图九，点击其工啊具栏中的岸Forecas佰t敖打开对话框（图哀十），输入序列氨名爱（叭F

19、orecas百t name懊）扮， 这名称通常跋与方程中被解释佰变量的名字不同暗， 这样就不会哀混淆实际值和预阿测值；作为可选芭项，可给预测标班准差随意命名隘S.E(op氨tional)拜罢，命名后，指定斑的序列将存储于半工作文件中；用疤户可以根据需要哀选择预测区间摆（搬sample 佰range f氨or fore俺cast挨）霸；拌Dynamic昂 俺选项是利用滞后稗左手变量以前的熬预测只来计算当肮前样本区间的预伴测值，叭Static罢 选项是利用滞扮后左手变量的实邦际值来计算预测邦值（该选项只有拌在实际数值可以碍得到时使用），叭当方程中不含有熬滞后被解释变量斑或啊ARMA摆项时，这两种方

20、鞍法在第二步和以敖后各步都给出相矮同结果，当方程盎中含有滞后被解吧释变量或吧ARMA摆项时，这两种方翱法在第二步以后矮给出不同结果；爸用爱Output靶可选择用图形或奥数值来看预测值板，或两者都用以叭及预测评价指标扮（平均绝对误差拜等）。将对话框澳的内容输入完毕班，点击芭OK八得到用户命名的翱预测值序列。版 注意：在靶进行外推预测之扒前应给解释变量俺赋值。例如我们颁根据1980俺1998年数据霸得到中国人均生扒活费支出与人均吧可支配收入关系绊的回归方程，希霸望预测1999肮、2000、2挨001年的人均叭生活费支出。为八此，我们首先需霸要给出1999吧、2000、2鞍001年人均收鞍入可支配的

21、数据背，如果1999笆、2000、2坝001我们从历俺史数据中得不到叭1999、20班00、2001碍年人均收入可支唉配的数据，就应爱利用其他方法估哎计出这些数据，碍把1999、2败000、200拌1年人均收入可叭支配的数据（可佰能是估计值）输案入解释变量中就拌可以预测出这三俺年的人均生活费鞍支出。图十一图十七、异方差检验哎古典线性回归模拜型的一个重要假坝设是总体回归方阿程的随机扰动项巴u肮i扳同方差，即他们吧具有相同的方差拔 坝2斑。如果随机扰动按项的方差随观察鞍值不同而异，即白u斑i熬的方差为拔 白i般2碍， 就是异方差哀。检验异方差的按步骤是先在同方伴差假定下估计回搬归方程，然后再案对得

22、到的的回归白方程的残差进行邦假设检验，判断坝是否存在异方差哎。办Eviews蔼提供了背怀特澳(White)拔的一般异方差检捌验功能。翱零假设：原回归氨方程的佰误奥差同方差。哎备择假设：板原回归方程的捌误柏差异方差凹我们仍利用表一把数据进行分析。懊操作步骤：办在工作文件主显唉示窗口选定需要扒分析的回归方程翱 哎打开估计方程及瓣其统计检验结果昂输出窗口扮(啊见图九八) 挨点击工具栏中的岸View 爸选傲Residua癌l Tests阿 Whi肮te Hete拜roskeda办sticity昂 (no cr挨oss ter霸ms)扮或跋White H坝eterosk瓣edastic扮ity (cr版

23、oss ter肮ms)坝（图十一），可奥得到罢辅助回归方程和隘怀特检验统计量碍即隘F胺统计量、矮统计量的值及其爸对应的班p疤值。由图十二中熬的显示结果可以扒看出：在显鞍著水平下我们拒鞍绝零假设，接受熬回归方程（）稗的误差项存在异哀方差的备择假设俺。值得重申的是拌：虽然图九中的八信息告诉我们回啊归方程（）拟唉和优良，但我们巴还应该对其进行按经济计量学检验跋，以确定其是否艾满足古典假设。艾一般地，只碍要图十二中给出盎的埃p 俺值小于给定的显熬著水平，我们就坝可以在该显著水扮平下拒绝零假设哎。图十二熬注意：阿White H阿eterosk盎edastic岸ity (no芭 cross 芭terms)

24、俺与暗White H矮eterosk吧edastic唉ity (cr哀oss ter斑ms)半选项的区别在于蔼：在哎no cros岸s terms把选项下得到的辅白助回归方程中不扳包含原回归方程癌左手变量的按交叉乘积项作为板解释变量；而绊cross t疤erms傲选项下得到的辅耙助回归方程中包版含原回归方程左把手变量的拌交叉乘积项作为捌解释变量。在我稗们使用的一元回隘归例子中，这两癌个选项的作用没敖有区别。当我们挨分析多元回归模靶型的异方差问题哎时，因为所选辅懊助回归方程的解疤释变量不同，这案两个选项的作用斑就不同了。胺八、艾White 办异方差校正功能隘和加权最小二乘扮法斑1扒White 坝

25、异方差校正功能把：拜我们使用表二的拔数据，在主菜单俺选安Quick 柏Estimat靶e Equat办ions隘，进入输入估计敖方程对话框, 稗输入待估计方程蔼霸(cum in吧 )半，选择估计方法佰安普通最小二乘法颁，点击耙Options胺 半按钮进入方程估碍计选择对话框，坝选择敖Heteros稗kedasti绊city Co柏nsisten皑t C昂ovarian奥ce Wh伴ite O八K斑应用（见图十三搬） 对这一方法的进一步了解可参考经济计量分析美威廉H格林 著，中国社会科学出版社，1998年3月，p423-424，适用于普通最小二乘法的协方差矩阵的估计颁，回到估计方程捌对话框，点击

26、白OK拌得到校正后的回胺归方程（见图十熬四）。同学们可捌以比较图十四中扳的方程与普通最败小二乘法得到的拜方程。表二扒中国1998年斑各地区城镇居民挨平均每人全年家靶庭可支配收入及皑交通和通讯支出熬单位：人民币 背元埃 项斑目肮变量名耙地靶 芭区稗可班 支 配 搬收入靶交通和通讯支出暗 案项目爱变量名叭地败 败区把可阿 支 配 埃收入笆交通和通讯支出罢in暗cum肮in耙cum绊甘哎 肃皑4009.61叭159.60矮新昂 疆般5000.79罢212.30芭山凹 西办4098.73爱137.11碍河唉 北盎5084.64俺270.09靶宁癌 夏背4112.41敖231.51疤四跋 川巴5127.

27、08跋212.46绊吉版 林罢4206.64拜172.65傲山般 东艾5380.08八255.53白河百 南傲4219.42耙193.65昂广八 西扒5412.24坝252.37坝陕败 西拌4220.24柏191.76跋湖斑 南奥5434.26板255.79翱青爸 海傲4240.13哎197.04半重暗 庆埃5466.57叭337.83叭江袄 西把4251.42凹176.39哀江捌 苏扳6017.85瓣255.65昂黑龙江傲4268.50澳185.78败云翱 南柏6042.78白266.48稗内蒙古蔼4353.02敖206.91办福靶 建坝6485.63颁346.75案贵斑 州疤4565.39

28、斑227.21澳天哀 津啊7110.54皑258.56拜辽胺 宁罢4617.24拌201.87埃浙俺 江百7836.76矮388.79爸安爱 徽班4770.47绊237.16翱北翱 京矮8471.98挨369.54邦湖蔼 北白4826.36耙214.37拌上半 海凹8773.10唉384.49八海板 南柏4852.87昂265.98爸广班 东背8839.68熬640.56鞍（数据来源：中版国统计年鉴19跋98光盘，文件矮 j11c，j伴12c）图十三图十四阿搬、加权最小二捌乘法：暗我们使用表二的按数据，在主菜单把选疤Quick 斑Estimat绊e Equat傲ions哀，进入输入估计靶方程对

29、话框, 俺输入待估计方程颁佰(cum in罢 )阿，选择估计方法碍白普通最小二乘法耙，点击拜Options般 班按钮进入方程估肮计选择对话框，八选择板Weighte斑d LS/T疤SLS 佰在对话框内输入背用作加权的序列叭名称敖in俺的平方根得倒数巴 OK拜应用（见图十五罢），回到估计方碍程对话框，点击凹OK笆得到加权最小二办乘法回归方程（爸见图十六并与图奥十四中的方程比佰较）。盎伴Eviews瓣中进行加权最小叭二乘估计的过程昂为：选定一个与熬残差标准差的倒暗数成比例的序列哎作为权数，然后罢将权数序列除以扮该序列的均值进袄行标准化处理，拔将经过标准化处挨理的序列作为权暗数进行加权作最蔼小二乘估

30、计，这扳种做法不影响回暗归结果。但应该扒注意，案Eviews爸的这种标准化处敖理过程对频率数八据不适用。 图十五图十六胺九、一阶（高阶坝）序列相关校正啊当线性回归模型暗中的随机扰动项安是序列相关时，搬OLS邦估计量尽管是无扳偏的，但却不是胺有效的。当随机耙扰动项有一阶序爱列相关时，使用背AR(1)半可以获得有效估阿计量。其原理如皑下：袄表三中的数据，笆设进口需求函数颁随机方程为氨IM癌t扮= B邦0瓣板 B敖1叭 GNP矮t哀啊 吧u疤t 绊(摆2伴)败IM拜为每年进口额，坝 GNP办每年收入的替代般变量。假设误差昂项存在一阶自相捌关，则氨u袄t摆可以写成：表三懊我国进口支出与唉国内生产总值和

31、傲消费者价格指数般 百国民生产总值白(矮人民币亿元，当俺年价瓣)鞍 背进口总额唉(罢人民币亿元，当捌年价)傲消费价格指数（芭1985罢年艾=100瓣）爱年度叭GNP罢IM癌CPI拜1985熬8989.1熬12艾57.8奥100.0跋1986挨10201.4白1498.3昂106.5袄1987昂11954.5扒1614.2白114.3懊1988挨14922.3碍2055.1按135.8澳1989昂16917.8岸2199.9叭160.2埃1990巴18598.4半2574.3柏165.2傲1991伴21662.5鞍3398.7哀170.8案1992艾26651.9案4443.3阿181.7扮19

32、93把34560.5巴5986.2哀208.4败1994暗46670.0矮9960.1班258.6斑1995盎57494.9爸11048.1罢302.9柏1996按66850.5百11557.4耙328.0案1997爱73142.7百11806.5隘337.2袄1998靶78017.8摆11622.4班334.5皑（数据来源：敖中国统计年鉴1隘999光盘啊c01皑、班 q03笆和按i01斑，）八u阿t 百=皑 般 凹u败t-1搬扒t班 半 哀 -1拜1 (3)矮其中凹癌N(0,柏2白), Cov(啊i,跋t拜) = 0, 稗i盎j稗。记作哀u哀i哎服从霸AR(1)把。八假定蔼已知，我们将方耙程

33、耙(般3瓣)版中的变量滞后一扮期，写为：啊IM肮t埃-袄1瓣= B啊0佰板 B坝1暗 GNP奥t-1敖昂 拌u奥t-1 版 矮(凹4吧)氨方程傲(柏4稗)蔼两边同时乘以瓣得到扒:捌IM捌t懊-1岸=霸B岸0板敖B澳1霸GNP摆t拔-1笆笆u邦t拌-1爱 斑(氨5办)懊将方程 巴(翱2靶)坝与方程 耙 肮(4)搬相减并利用方程笆(办3版)袄，得到：敖IM暗t 暗- 哀IM搬t瓣-1俺=B凹0颁(1胺氨)艾办B拔1败(GNP鞍t懊安GNP凹t霸-1敖)按巴t 癌 办(氨6捌)图十七叭Eviews利耙用Mar霸q班uardt非线奥性最小二乘法，暗同时估计（6）搬式中的B鞍0挨、B俺1搬和跋八。用埃A

34、R(1)按项进行估计时，案必须保证估计过芭程使用滞后观测肮值存在。例如，拜左右端变量的起版始观测时间为肮1985般年，则回归时的板样本区间最早能袄从19八86鞍年开始。若用户安忽略了这一点，八会暂时调整样本昂区间，这一点可奥以从估计方程的扒结果显示中看到敖。操作如下：在俺主菜单选稗Quick 拜Estimat澳e Equat爱ions矮，进入输入估计搬方程对话框, 哀输入待估计方程埃 哀IM C GN爱P伴 艾 AR(1)邦，选择估计方法氨碍普通最小二乘法隘，如图十七所示伴估计方程对话框版图中竖线为光标凹。估计结果如图跋十八所示。图十八吧图十八中肮AR(1)艾的系数就是稗的估计值。昂Inver

35、te挨d AR Ro败ots澳是残差自相关模阿型半(3)霸的滞后算子多项靶式的根，这个根芭有时是虚数，但颁静态自回归模型俺的滞后算子多项矮式的根的模应该捌小于1。按 摆 如果模型（2氨）的误差项存在板高阶自相关，形罢如艾u伴t 办=爸 奥1百 隘u唉t-1艾吧2皑 跋u柏t-背2澳八3败 扳u凹t-按3败摆t稗 办 百 -1蔼i熬1 i=1暗,2,3 (八7坝)邦我们应在图十七瓣的估计方程对话扒框中输入哀IM C GN跋P AR(1)白 AR(2) 扒AR(3)俺。如果模型（2拜）的误差项存在奥形如下式的自相稗关岸u靶t 跋=搬 绊1跋 板u啊t-1挨+ 柏3霸 唉u捌t-叭3摆坝t把 碍 罢

36、 -1哎i稗1 袄 半 i=1 ,3绊 斑 背(百8俺)袄我们应在图十七唉的估计方程对话懊框中输入胺IM C GN蔼P AR(1)罢 AR(3)安。如果模型（2伴）的误差项存在板形如下式的自相般关翱u邦t 埃=蔼 熬4绊 扮u稗t-懊4吧安t邦 叭 蔼 -1班4把1 捌 颁 隘 岸(捌9败)唉我们应在图十七澳的估计方程对话笆框中输入办IM C GN半P AR(败4鞍)瓣。这样就可以校蔼正误差序列高阶凹自相关。爸十、邹氏转折点傲检验摆邹氏转折点检验罢的目的是检验在按整个样本的各子碍样本中模型的系蔼数是否相等。如熬果模型在不同的奥子样本中的系数埃不同，则说明该肮模型中存在着转伴折点。转折点出艾现的

37、原因可能由拜于社会制度、经懊济政策的变化、捌社会动荡等，如凹固定汇率变为浮耙动汇率、中国的胺改革开放、战争皑等。我们可以用芭邹氏转折点检验啊来验证某点是否凹是转折点。这个癌检验使用的啊F扳是统计量和拜LR俺 拌统计量。表 四笆某地区1947扳年一季度至19班57年4季度国伴内生产总值和投哎资总额数据 靶 颁 爸单位：亿美元鞍obs爸GDP啊INV罢obs颁GDP把INV埃obs按GDP埃INV捌1947-1斑1239.5扳43捌1951-1哀1504.1扒60.4隘1955-1鞍1742.5捌64.7百1947-2柏1247.2版42.3胺1951-2啊1548.3爱65.4氨1955-2巴1758.6稗67.9蔼1947-3懊1255蔼43把1951-3胺1585.4版61.7败1955-3版1778.2哀70.8按1947-4芭1269.5办49隘1951-4案1596懊57.3坝1955-4俺1793.9澳74.2扮1948-1艾1284安49.8爸1952-1笆1607.7背58.9瓣1956-1扮1787埃74.2瓣194