计量经济学实验二--李子奈 - 图文

实验二 可化为线性的非线性回归模型估计、受约束回归检验及参数

稳定性检验

一 实验目的：

（1）掌握可化为线性的非线性回归模型的估计方法； （2）模型参数的线性约束检验方法； （3）掌握Chow检验的基本原理和主要用途；

（4）掌握Chow分割点检验和Chow预测检验的操作过程，判断分割点。 二 实验要求：应用教材P83例子3.5.1做可化为线性的非线性回归模型估计，利剑受约束回归检验，掌握Chow稳定性检验。

三 实验原理：普通最小二乘法、模型参数线性受约束检验法、Chow检验法。 四 预备知识：最小二乘估计原理、t检验、F检验、Chow检验。 五 实验内容：

下表列出了中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值Y，资产合计K及职工人数L。

序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 工业总产值Y 资产合计K 职工人数L （亿元） 3722.7 1442.52 1752.37 1451.29 5149.3 2291.16 1345.17 656.77 370.18 1590.36 616.71 617.94 4429.19 5749.02 1781.37 1243.07 （亿元） 3078.22 1684.43 2742.77 1973.82 5917.01 1758.77 939.1 694.94 363.48 2511.99 973.73 516.01 3785.91 8688.03 2798.9 1808.44 （万人） 113 67 84 27 327 120 58 31 16 66 58 28 61 254 83 33 序号 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 工业总产值Y 资产合计K 职工人数L （亿元） 812.7 1899.7 3692.85 4732.9 2180.23 2539.76 3046.95 2192.63 5364.83 4834.68 7549.58 867.91 4611.39 170.3 325.53 （亿元） 1118.81 2052.16 6113.11 9228.25 2866.65 2545.63 4787.9 3255.29 8129.68 5260.2 7518.79 984.52 18626.94 610.91 1523.19 （万人） 43 61 240 222 80 96 222 163 244 145 138 46 218 19 45 设定模型为 Y?Akle???

（1）利用上述资料，进行回归分析。

（2）回答：中国概念的制造总体呈现规模报酬不变状态吗？

1

六 实验步骤：

建立工作文件并导入全部数据，如图 1所示 (1)设定并估计可化为线性的非线性回归模型：

lnY??0?alnK??lnL??

在Eviews软件下，点击主界面菜单Qucik/Estimate Equation，在弹出的对话框中输入log(Y) C log(K) log(L)，点击确定即可得到回归结果，如图2所示。根据图2中的数据，得到模型的估计结果为：

?lnY? 1.15399 ? 0.60924ln K ? 0.360807lnL

（1.586） （3.454） （1.790）

R2=0.809925 R2=0.796348 D.W.=0.793209

∑ei2=5.070303 F=59.65501 df=(2,28)

2?2??ei/?n?3?=5.070303/28=0.18108225 随机干扰项的方差估计值为：?回归结果表明，这一年lnY变化的81%可由lnK和lnL的变化来解释。在5%的

显著性水平下，F统计量的临界值未F0.05(2,28)?3.34，表明模型的线性关系显著成立。在5%的显著性水平下，自由度为n-k-1=28的t统计量临界值为t0.025(?228.)04，8因此lnK的参数通过了该显著性水平下的t检验，但lnL未通过检验。如果将显著性水平设为10%，则t分布的临界值为t0.05(28)?1.701，此时lnL的参数也通过了显著性水平检验。

图 1 图 2

??0.97?1，也就是说，资产与劳动的产出弹???(2)从上述回归结果可以得到：?性之和可以认为为1，即中国制造业这年呈现出规模报酬不变的状态。

下面进行参数的约束检验，原假设H0:????1。 若原假设为真，则可估计如下模型：

ln（YL）?C??ln(KL)??

2

点击主界面菜单Qucik/Estimate Equation，在弹出的对话框中输入log(Y/L) C log(K/L)，点击确定即可得到回归结果，如图3所示。

由回归结果可看到此模型通过了F检验和t检验，而

F?(RSSR?RSSU)/(kU?kS)RSSU/(n?kU?1)?5.0886?5.07035.0703/28?0.1011

在5%的显著性水平为，自由度为（1，28）的F分布的临界值为4.20，F<4.20，不拒绝原假设，表明该年中国制造业呈现规模报酬不变的状态。

在Eviews软件中，当估计完图2所示的模型后，选中View\\Coefficient Test\\Wald Coefficient Restrictions，然后在对话框中输入C(2)+C(3)=1，点击OK可得到如图4所示的结果。得出的结论仍然是不拒绝原假设的，就原假设为真，所以该年中国制造业呈现规模报酬不变的状态的结果。

图 3 图 4

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