SAS、spss进行Durbin-Watson检验

1.首先要知道你用的哪一个SAS子程序。
2.如果是PROC NLIN,那么非常遗憾，它没有现成的DW统计量，但是你可以在OUTPUT选项中在输出数据集里面输出残差。
3.DW实际上是对残差做一阶自相关判断，因此你完全可以根据公式用SAS中的DATA步来完成代码开发，参考代码如下：
data nkwilling;
do i=1 to 100;
e=normal(0);
output;
end;
run;

data DW;
set nkwilling end=last;
e_lag=lag(e);
e_dif=sum(e,-e_lag);
t1=e_dif*e_dif;
t2=e*e;
if _n_=1 then do;dw1=t1;dw2=t2;end;
else do;dw1+t1;dw2+t2;end;
if last then dw=dw1/dw2;
run;
再参考DW有关自相关的范围，我记得好像是0-4，作出判断。
匆忙写的，你再参考有关书籍做一下修改。

sas 和spss都能做
检验图就是残差图
以预测值Y为横轴，以y与预测值Y之间的误差et为纵轴（或学生化残差与拟和值或一个自变量），绘制残差的散点图。如果散点呈现出明显的规律性，则认为存在自相关性或者非线性或者非常数方差的问题。

DW是0<D<4,统计学意义如下：
①当残差与自变量互为独立时，D=2 或 DW 越接近2，判断无自相关性把握越大。
②当相邻两点的残差为正相关时，D<2，DW 越接近于0，正自相关性越强。
③当相邻两点的残差为负相关时，D>2，DW 越接近于4，负自相关性越强。
判断。根据样本容量n 和解释变量的数目p 查DW 分布表，得下临界值L D 和上临界值U D ，
并依下列准则判断扰动项的自相关情形。
(1)如果0<DW< L D ，则拒绝零假设，扰动项存在一阶正自相关。DW 越接近于0，正自相关
性越强。
(2)如果L D <DW< U D ，则无法判断是否有自相关。
(3)如果U D <DW<4- U D ，则接受零假设，扰动项不存在一阶正自相关。DW 越接近2，判断
无自相关性把握越大。
(4)如果4- U D <DW<4- L D ，则无法判断是否有自相关。
(5) 如果4- L D <DW<4，则拒绝零假设，扰动项存在一阶负自相关。DW 越接近于4，负自
相关性越强。

检验不难，据不完全统计，PROC REG/AUTOREG/MODEL都有选项输出统计量和p-值。你要是非线性的，可以用PROC MODEL。其实Durbin-Watson检验的统计量也可以利用残差根据公式手工算。

但是检验图是个什么概念不才就一点也不懂了，一个模型不就只有一个Durbin-Watson值吗？

option nocenter;
dm ‘log;clear;output;clear’;

proc import datafile=”c:\example.xls” replace
out=one;
getnames=yes;
data one;  set one;
proc nlin data=one;
parms b1=0.2 b2=-0.2 b3=-0.4 ;
AOld = a1;anew=a2;
hdold=hd1;temp = AOld / ANew;
do anew = (1+a1) to a2 by 1;
HdNew = exp(temp*log(hdold)+(1-temp)*(b1+b2/aold+b3*hdold));                                   AOld = ANew;
hdold=hdnew;
end;
model hd2 = HdNew;
output out=two predicted=hd2hat;

我应该如何在上面代码中添加Durbin-Watson检验呢？

用proc reg就好了，在option那里加一个“DW