1、多元線性回歸模型一，實(shí)驗(yàn)?zāi)康睦?Eviews 軟件估計(jì)可化為線性回歸模型的非線性模型，并對(duì)線性回歸模型的參數(shù)線性約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)。本實(shí)驗(yàn)就工業(yè)總產(chǎn)值和資產(chǎn)和職工人數(shù)的線性關(guān)系進(jìn)行回歸分析，并研究制造業(yè)的規(guī)模報(bào)酬情況。二，實(shí)驗(yàn)內(nèi)容下表列示出來中國某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值Y，資產(chǎn)合計(jì)K及職工人數(shù)L。 設(shè)定模型為 （1） 利用上述資料，進(jìn)行回歸分析。（2） 回答：中國該年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變狀態(tài)嗎？序號(hào)工業(yè)總產(chǎn)值Y（億元）資產(chǎn)合計(jì)K（億元）職工人數(shù)L（萬人）序號(hào)工業(yè)總產(chǎn)值Y（億元）資產(chǎn)合計(jì)K（億元）職工人數(shù)L（萬人）13722.73078.22

2、11317812.71118.814321442.521684.4367181899.72052.166131752.372742.7784193692.856113.1124041451.291973.8227204732.99228.2522255149.35917.01327212180.232866.658062291.161758.77120222539.762545.639671345.17939.158233046.954787.92228656.77694.9431242192.633255.291639370.18363.4816255364.838129.682441015

3、90.362511.9966264834.685260.214511616.71973.7358277549.587518.7913812617.94516.012828867.91984.5246134429.193785.9161294611.3918626.94218145749.028688.0325430170.3610.9119151781.372798.98331325.531523.1945161243.071808.4433三，實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)（一） 用excel對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理序號(hào)工業(yè)總產(chǎn)值Y資產(chǎn)合計(jì)K職工人數(shù)L改變后的數(shù)據(jù)工業(yè)總產(chǎn)值lnY資產(chǎn)合計(jì)lnK職工人數(shù)lnL（億元）（億

4、元）（萬人）（億元）（億元）（萬人）13722.73078.221138.2222048.0321074.72738821442.521684.43677.2741477.4291834.20469331752.372742.77847.4687247.9167244.43081741451.291973.82277.2802087.5877263.29583755149.35917.013278.5466168.6855875.7899662291.161758.771207.7368147.472374.78749271345.17939.1587.2042766.8449224.0604

5、438656.77694.94316.4873346.5438263.4339879370.18363.48165.9139895.8957242.772589101590.362511.99667.3717167.828831471973.73586.4243996.8811344.06044312617.94516.01286.4263916.2461263.332205134429.193785.91618.3959728.2390424.110874145749.028688.032548.6567859.0697015.537334151781.372798

6、.9837.4851387.9369824.418841161243.071808.44337.1253397.500223.49650817812.71118.81436.7003627.0200213.7612181899.72052.16617.5494517.6266484.110874193692.856113.112408.2141548.7181915.480639204732.99228.252228.4622939.1300255.402677212180.232866.65807.6871867.9608994.382027222539.762545.63967.83982

7、57.8421334.564348233046.954787.92228.0218968.4738475.402677242192.633255.291637.6928578.0880375.09375255364.838129.682448.587629.0032775.497168264834.685260.21458.483578.5679244.976734277549.587518.791388.9292478.925164.92725428867.91984.52466.7660886.8921543.828641294611.3918626.942188.4362859.8323

8、645.38449530170.3610.91195.1375626.414952.94443931325.531523.19455.7854557.3285623.806662經(jīng)對(duì)數(shù)變換，原模型 可轉(zhuǎn)化為 （二）對(duì)模型進(jìn)行回歸分析（1）建立工作文件夾，導(dǎo)入數(shù)據(jù)打開Eviews軟件，選擇“File”菜單中的“New-Workfile”選項(xiàng)，出現(xiàn)“Workfile Creat”對(duì)話框，選擇“Unstructured/Undated”，在框“Observations”中輸入“31”， 然后單擊“OK”，彈出如下窗口，如下圖所示：在excel表中整理并復(fù)制好所需的數(shù)據(jù)，打開Eviews軟件，在命令窗

9、口中鍵入數(shù)據(jù)輸入：DATA lnY lnK lnL ，在彈出窗口“Group”中，選擇第一個(gè)空格，右鍵選擇“paste”，此時(shí)將顯示一個(gè)數(shù)組窗口點(diǎn)擊“View/Graph”，在彈出窗口中選擇“scatter”，點(diǎn)擊確定，可得散點(diǎn)圖從散點(diǎn)圖中可以看出 LnK 和LnL分別與LnY有一定的相關(guān)關(guān)系。（2）建立回歸數(shù)據(jù)模型對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化后的模型為： ，利用數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。在Eviews命令窗口中選擇“Proc/Make Equation”，在彈出窗口中輸入“l(fā)nY c lnK lnL”, 得到以下結(jié)果樣本回歸方程為： (1.59) (3.45) (1.75)其中，,隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差的估計(jì)值 507

10、/31-3=0.181071回歸結(jié)果表明，工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)值lnY 79.63%的變化可以由資產(chǎn)合計(jì)的對(duì)數(shù)InK與職工的對(duì)數(shù)InL的變化來解釋，但仍有20.37%的變化是由其他因素的變化影響的。如果給定顯著性水平，查表可知自由度為（2，28）的F分布的相應(yīng)臨界值為，可見表中的F值59.66為遠(yuǎn)大于臨界值，表明lnK,lnL聯(lián)合起來對(duì)lnY有著顯著的線性影響。如果給定顯著性水平，查t分布表中自由度為28（n-k-1=28）的t分布的相應(yīng)臨界值，得到，由表可見，lnK的參數(shù)為3.45通過了該顯著性水平下的t檢驗(yàn)，但lnL的參數(shù)為1.79，小于2.048，未通過檢驗(yàn)。如果給定顯著性水平，查t分布表中自

11、由度為28的相應(yīng)臨界值，得到，此時(shí)，由表可知，lnK和lnL的參數(shù) t值都大于該臨界值，lnK，lnL的參數(shù)通過了變量的顯著性檢驗(yàn)。由表可知，,表明工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)值的79.6%的變化可以由資產(chǎn)合計(jì)的對(duì)數(shù)與職工的對(duì)數(shù)的變化來解釋，但仍有20.4%的變化是由其他因素的變化影響的。（三）參數(shù)的約束檢驗(yàn)由以上的實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出， ，即資產(chǎn)與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性之和近似為1，表明中國制造業(yè)該年基本呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)。因此，進(jìn)行參數(shù)的約束檢驗(yàn)時(shí)，提出零假設(shè)為。如果原假設(shè)為真，則可估計(jì)如下模型： （1）建立新的workfile，將原始數(shù)據(jù)輸入到工作表中，在Group窗口選擇proc/Make Equation，如圖所示： (2)在彈出的窗口中輸入log(y/l) c log(k/l)，按“確定”，得到如下的結(jié)果如果給定顯著性水平，查表可知自由度為（2，28）的F分布的相應(yīng)臨界值為；查t分布表中自由度為28（n-k-1=28）的t分布的相應(yīng)臨界值，得到；從上表中容易看出，該估計(jì)方程通過了F檢驗(yàn)與參數(shù)的t檢驗(yàn)。（3）對(duì)規(guī)模報(bào)酬是否變化進(jìn)行的分析由實(shí)驗(yàn)（二）（三）兩個(gè)實(shí)驗(yàn)可以得到，。當(dāng)約束條件為真時(shí)，可得到如下的F統(tǒng)計(jì)量：=0.1011在5%的顯著性水平下，自由度為（1,28）的F分布的臨界值為。計(jì)算的F值0.1011小于臨界值,不能拒絕2000年中國制造業(yè)呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)這一假設(shè)