計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)應(yīng)用題

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上1、根據(jù)中國19501972年進(jìn)出口貿(mào)易總額（單位億元）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位億元）的數(shù)據(jù)，估計(jì)了進(jìn)出口貿(mào)易總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，結(jié)果如下：Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresDate: 06/05/03 Time: 11:02Sample: 1950 1972Included observations: 23VariableCoefficientStd. Errort-StatisticC0.0.2.LOG(X)0.0.7.R-squared0. Mean dependent var4.Adjusted

2、 R-squared0. S.D. dependent var0.（1）根據(jù)以上回歸結(jié)果，寫出回歸分析結(jié)果報(bào)告。（7分） (0.24) (0.07)，F(xiàn)53.63，d.f.21（2）分析該結(jié)果的系數(shù)顯著性。（7分）首先，常數(shù)項(xiàng)的顯著性分析因?yàn)椋河杀碇薪Y(jié)果知，系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量的值為2.90，查表知，；而2.9>1.962，故常數(shù)項(xiàng)是顯著不為零的。其次，斜率的系數(shù)顯著性分析因?yàn)椋河杀碇薪Y(jié)果知，系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量的值為7.32，查表知，；而7.32>1.962，故斜率項(xiàng)是顯著不為零的。（3）解釋該模型擬合優(yōu)度的含義。（4分）由表中結(jié)果可知，模型的調(diào)整的擬合優(yōu)度為0.71，意

3、味著模型解釋了被解釋變量樣本變化的71%。（4）試對模型結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義進(jìn)行解釋。（7分）根據(jù)模型結(jié)果可知：我國在19501972年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值對于進(jìn)出口總額之間具有顯著的相關(guān)性，具體地，進(jìn)出口總額關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)約為0.51，即國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一個百分點(diǎn)，進(jìn)出口總額平均增加0.51個百分點(diǎn)。2、利用某省調(diào)查問卷涉及的19個縣的城鎮(zhèn)居民家庭人均實(shí)際純收入（元）與人均實(shí)際支出（元）建立的回歸模型如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresIncluded observations: 19VariableCoefficientStd. E

4、rrort-StatisticProb.  C-109.797619.875220.0000X000R-squared0.    Mean dependent var898.4153Adjusted R-squared0.    S.D. dependent var355.8698S.E. of regression28.07468    Akaike info criterion9.Sum squared resid13399.19

5、0;   Schwarz criterion9.Log likelihood-89.26568    Hannan-Quinn criter.9.F-statistic2875.178    Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.（1）請完成表中的空白處。 t統(tǒng)計(jì)量下面分別是-5.5243和53.6207。 （2）請用標(biāo)準(zhǔn)格式寫出回歸方程。 （3）對斜率進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。 解釋變量X對應(yīng)的斜率為0.4397，說明當(dāng)人均實(shí)際純收入增加1元時，平均說

6、來人均支出將增加0.4397元，這與收入-消費(fèi)理論相符合。 （4）用t統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P值，在的顯著性水平下進(jìn)行t檢驗(yàn)。 在時，由輸出結(jié)果可知，和的t統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P值均為0，小于，故均拒絕原假設(shè)，和均不顯著為0。（5）用t統(tǒng)計(jì)量在的顯著性水平下進(jìn)行t檢驗(yàn)。 在時，由輸出結(jié)果可知，和對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-5.5243和53.6207，由于小于，故均拒絕原假設(shè)，和均不顯著為0。3、凈出口指出口與進(jìn)口的差額，其主要影響因素為匯率和國內(nèi)收入水平，為此，以下幾題分別利用1996-2012年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對我國凈出口水平影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，其中Y指凈出口（億元）、X2為國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、X3指每100美元對

7、人民幣的平均匯率（元/百美元）、X4為國內(nèi)生產(chǎn)總值的一階差分。將國內(nèi)生產(chǎn)總值與匯率同時作為解釋變量的OLS估計(jì)結(jié)果如下：（1）對該模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。在控制其它解釋變量不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值每提高1億元，凈出口平均說來將增加0.0356億元，匯率每增加1個單位，凈出口平均說來將增加0.1803 億元，這與基本經(jīng)濟(jì)理論相符。（2）在的水平下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯著性。當(dāng)時，其F值對應(yīng)的P值為0.0001，小于，故拒絕原假設(shè)，解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著性影響，模型整體是顯著的。 （3）在的水平下檢驗(yàn)斜率的顯著性。 當(dāng)時，匯率的參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的P值為0.9342，大于，故接受原假設(shè)，匯

8、率對凈出口沒有顯著性影響；國內(nèi)生產(chǎn)總值的參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的P值為0.0323，小于，故拒絕原假設(shè)，國內(nèi)生產(chǎn)總值對凈出口有顯著性影響 （4）解釋的含義。 是指模型修正后的可決系數(shù)為0.6894，表明解釋變量解釋了被解釋變量差異變動的68.94%。 （5）模型在哪方面可能存在問題 模型的可決系數(shù)仍舊不太高，而且國內(nèi)生產(chǎn)總值對于凈出口的影響變得不顯著了。4、為研究居民人均全年耐用消費(fèi)品支出（Y，元）、人均年可支配收入（X1，元）及耐用消費(fèi)品價格指數(shù)（X2，1990年為100）之間的關(guān)系，用某地區(qū)1990-2001年的時間序列數(shù)據(jù)建立回歸模型，其估計(jì)結(jié)果如下：Dependent Variable:

9、 YMethod: Least SquaresIncluded observations: 11VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C158.5398121.80711.0.2293X47860.0000X2-0.0.-0.0.3838R-squared0.S.E. of regression20.21757Adjusted R-squared0.Sum squared resid3270.001Log likelihood-46.92890 Schwarz criterion9.F-statistic72.90647

10、Hannan-Quinn criter.9.Prob(F-statistic)0. Durbin-Watson stat1.（1）根據(jù)以上回歸結(jié)果，寫出回歸分析結(jié)果報(bào)告。 （121.81）（0.005） （0.990） t=（1.3016）（10.55） （-0.921）R2=0.9480 = 0.9350 F=72.9065 df=8（2）在10%的顯著性水平下，分析變量X1與X2的系數(shù)顯著性。取=0.1時，從模型給出的P值可知，變量X1系數(shù)的P值0.000明顯小于=0.1，拒絕原假設(shè)，因此變量X1系數(shù)顯著不為0，人均年可支配收入對全 年耐用消費(fèi)品支出有顯著影響；而變量X2系數(shù)的P值0.3838大于=0.1，接受原假設(shè)，因此，變量X2系數(shù)在10%的水平下不顯著，即耐用消費(fèi)品價格指數(shù)對人均全年耐用消費(fèi)品支出無顯著影響。（3）解釋該模型擬合優(yōu)度的含義。 由估計(jì)結(jié)果可知，模型的調(diào)整的擬合