计量经济学
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如果假设为真，则可估计如下模型： Ln(Y/K)=C+αln(K/L)+μ
通过上述资料，估计结果如下所示。
容易看出，该估计方程通过了F检验与参数的t检验。
在原假设为真的条件下，有
(RSSR-RSSU)/1 5.0886-5.0703
F= RSSU/(31-2-1) = 5.0703/28 =0.1011
80
6 2291.161758.77 120 22 2539.76 2545.63
96
7 1345.17 939.10 58 23 3046.95 4787.90 222
8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163
9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244
10 1590.362511.99 66 26 4834.68 5260.20 145
11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138
12 617.94 516.01 28 28
867.91 984.52
46
13 4429.193785.91 61 29 4611.3918626.94 218
解：（1）在EViews 5 软件下，得到如下结果
于是，样本回归方程为 lnY=1.154+0.609logK+0.361lnL (1.59) (3.45) (1.79) R²=0.8099, R=0.7963, F=59.66
给定显著性水平5%，自由度为（2，28）的F分布的临界值未F0.05 (2.28)=3.34，因此总体上看，, lnK，lnL联合起来对lnY有着显著的线 性影响。在5%的显著性水平下，自由度为28的t分布的临界值为 t0.025(28)=2.048,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。如果设定显著性水平为10%，t分布的临界值为 t0.025(28)=1.701，这是lnL的参数通过了显著性水平检验。
OK后就出现如下结果
因此，得出的结论是不拒绝原假设，原假设为真。
812.70 1118.81
43
2 1442.521684.43 67 18 1899.70 2052.16
61
3 1752.372742.77 84 19 3692.85 6113.11 240
4 1451.291973.82 27 20 4732.90 9228.25 222
5 5149.305917.01 327 21 2180.23 2866.65
在5%的显著性水平下，自由度为（1,
28）的F分布的临界值为
源自文库
4.20,0.101＜4.20，不拒绝原假设，表明2000年中国制造业呈现规模报酬
不变的状态。
在EViews软件中，当估计完第一个模型后，选中View/Cofficient
Test/Wald Cofficient Restrictions,在出现的对话框中输入c(2)+c(3)=1,单击
14 5749.028688.03 254 30
170.30 610.91
19
15 1781.372798.90 83 31
325.53 1523.19
45
16 1243.071808.44 33
设定模型为 Y=AKªLβeμ
(1) 利用上述资料，进行回归分析 (2) 回答：中国该年的制造业总体呈现规模报酬不变状态吗？
R=0.7963表明，工业总产值对数值的79.6%的变化可以由资产合计的 对数与职工的对数值的变化来解释，但仍有20.4%的变化是由其他的因 素的变化影响的。
（2）从上述回归结果看，â +β=0.97≈1，即资产与劳动的产出弹性
之和近似为1，表明中国制造业在2000年基本呈现规模报酬不变的状 态。下面进行参数的约束检验，检验的零假设为H0: α+β=1
计量经济学期中考
第3章练习13
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
工业总产 值Y
（亿元）
资产合 计K
（亿 元）
职工人
数L （万
序号
人）
工业总产资产合计
值Y
K
（亿元）（亿元）
职工人 数L （万 人）
1 3722.703078.22 113 17
通过上述资料，估计结果如下所示。
容易看出，该估计方程通过了F检验与参数的t检验。
在原假设为真的条件下，有
(RSSR-RSSU)/1 5.0886-5.0703
F= RSSU/(31-2-1) = 5.0703/28 =0.1011
80
6 2291.161758.77 120 22 2539.76 2545.63
96
7 1345.17 939.10 58 23 3046.95 4787.90 222
8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163
9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244
10 1590.362511.99 66 26 4834.68 5260.20 145
11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138
12 617.94 516.01 28 28
867.91 984.52
46
13 4429.193785.91 61 29 4611.3918626.94 218
解：（1）在EViews 5 软件下，得到如下结果
于是，样本回归方程为 lnY=1.154+0.609logK+0.361lnL (1.59) (3.45) (1.79) R²=0.8099, R=0.7963, F=59.66
给定显著性水平5%，自由度为（2，28）的F分布的临界值未F0.05 (2.28)=3.34，因此总体上看，, lnK，lnL联合起来对lnY有着显著的线 性影响。在5%的显著性水平下，自由度为28的t分布的临界值为 t0.025(28)=2.048,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。如果设定显著性水平为10%，t分布的临界值为 t0.025(28)=1.701，这是lnL的参数通过了显著性水平检验。
OK后就出现如下结果
因此，得出的结论是不拒绝原假设，原假设为真。
812.70 1118.81
43
2 1442.521684.43 67 18 1899.70 2052.16
61
3 1752.372742.77 84 19 3692.85 6113.11 240
4 1451.291973.82 27 20 4732.90 9228.25 222
5 5149.305917.01 327 21 2180.23 2866.65
在5%的显著性水平下，自由度为（1,
28）的F分布的临界值为
源自文库
4.20,0.101＜4.20，不拒绝原假设，表明2000年中国制造业呈现规模报酬
不变的状态。
在EViews软件中，当估计完第一个模型后，选中View/Cofficient
Test/Wald Cofficient Restrictions,在出现的对话框中输入c(2)+c(3)=1,单击
14 5749.028688.03 254 30
170.30 610.91
19
15 1781.372798.90 83 31
325.53 1523.19
45
16 1243.071808.44 33
设定模型为 Y=AKªLβeμ
(1) 利用上述资料，进行回归分析 (2) 回答：中国该年的制造业总体呈现规模报酬不变状态吗？
R=0.7963表明，工业总产值对数值的79.6%的变化可以由资产合计的 对数与职工的对数值的变化来解释，但仍有20.4%的变化是由其他的因 素的变化影响的。
（2）从上述回归结果看，â +β=0.97≈1，即资产与劳动的产出弹性
之和近似为1，表明中国制造业在2000年基本呈现规模报酬不变的状 态。下面进行参数的约束检验，检验的零假设为H0: α+β=1
计量经济学期中考
第3章练习13
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
工业总产 值Y
（亿元）
资产合 计K
（亿 元）
职工人
数L （万
序号
人）
工业总产资产合计
值Y
K
（亿元）（亿元）
职工人 数L （万 人）
1 3722.703078.22 113 17