第六章練習(xí)題及參考解答12

1、第六章練習(xí)題及參考解答練習(xí)題 6.1 表6.8是北京市連續(xù)19年城鎮(zhèn)居民家庭人均收入與人均支出的數(shù)據(jù)。 表6.8 北京市19年來城鎮(zhèn)居民家庭收入與支出數(shù)據(jù)表（單位：元）年份順序人均收入(元)人均生活消費支出(元)商品零售物價指數(shù)(%)人均實際收入(元)人均實際支出(元)12345678910111213141516171819450.18 491.54 599.40 619.57 668.06 716.60 837.65 1158.84 1317.33 1413.24 1767.67 1899.57 2067.33 2359.88 2813.10 3935.39 5585.88 6748.68

2、 7945.78359.86 408.66 490.44 511.43 534.82 574.06 666.75 923.32 1067.38 1147.60 1455.55 1520.41 1646.05 1860.17 2134.65 2939.60 4134.12 5019.76 5729.45100.00 101.50 108.60 110.20 112.30 113.00 115.40 136.80 145.90 158.60 193.30 229.10 238.50 258.80 280.30 327.70 386.40 435.10 466.90450.18 484.28 551

3、.93 562.22 594.89 634.16 725.87 847.11 902.90 891.07 914.47 829.14 866.81 911.85 1003.60 1200.91 1445.62 1551.06 1701.82359.86 402.62 451.60 464.09 476.24 508.02 577.77 674.94 731.58 723.58 753.00 663.64 690.17 718.77 761.56 897.04 1069.91 1153.70 1227.131）建立居民收入消費函數(shù)； 2）檢驗?zāi)Ｐ椭写嬖诘膯栴}，并采取適當(dāng)?shù)难a(bǔ)救措施預(yù)以處理； 3）

4、對模型結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋?！揪毩?xí)題6.1參考解答】（）收入消費模型為（）DW0.575，取，查DW上下界，說明誤差項存在正自相關(guān)。（）采用廣義差分法使用普通最小二乘法估計的估計值，得 DW=1.830，已知。因此，在廣義差分模型中已無自相關(guān)。據(jù)，可得： 因此，原回歸模型應(yīng)為 其經(jīng)濟(jì)意義為:北京市人均實際收入增加1元時，平均說來人均實際生活消費支出將增加0.669元。6.2 表6.10給出了中國進(jìn)口需求（Y）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（X）的數(shù)據(jù)。表6.10 19852011年中國實際GDP和進(jìn)口額（單位：億元）年份實際GDP實際進(jìn)口額年份實際GDP實際進(jìn)口額19858964.40 1257.80 19993

5、1738.82 4861.63 19869753.27 1422.19 200034277.92 6439.57 198710884.62 1457.05 200136848.76 6774.34 198812114.62 1655.06 200239907.21 8102.08 198912611.32 1632.72 200343618.58 10981.69 199013090.55 1805.19 200450535.53 14677.78 199114294.88 2230.52 200556251.12 16508.05 199216324.75 2694.14 200663381

6、.81 18569.91 199318528.59 3139.08 200772358.19 19953.56 199420863.19 4311.38 200879329.66 20088.86 199523053.83 4189.60 200986639.25 17439.12 199625267.00 4102.76 201095690.45 22569.19 199727490.49 4109.84 2011104584.44 25027.24 199829634.75 4082.08 數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒2012,實際GDP和實際進(jìn)口額均為1985年可比價指標(biāo)。1）檢測進(jìn)口需求模型

7、的自相關(guān)性；2）采用廣義差分法處理模型中的自相關(guān)問題?！揪毩?xí)題6.2參考解答】建議學(xué)生自己獨立完成模型存在自相關(guān)DW=0.5772,查表Dl=1.316,Du=1.469,DW<Dl,存在正自相關(guān)。（2）廣義差分修正模型(利用科克倫-奧克特迭代法，二階廣義差分修正后消除自相關(guān))存在自相關(guān)DW=2.045,Du=1.469,4-du=2.53,無自相關(guān)6.3 為了探討股票市場繁榮程度與宏觀經(jīng)濟(jì)運行情況之間的關(guān)系，取股票價格指數(shù)與GDP開展探討。表6.9為美國19812006年間股票價格指數(shù)（）和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（）的數(shù)據(jù)。表6.9 美國19812006年間股票價格指數(shù)和GDP的數(shù)據(jù)年份股

8、票價格指數(shù)國內(nèi)生產(chǎn)總值(10億美元)年份股票價格指數(shù)國內(nèi)生產(chǎn)總值(10億美元)1981782.623128.419942687.027072.21982728.843255.019953078.567397.71983979.523536.719963787.207816.91984977.333933.219974827.358304.319851142.974220.319985818.268747.019861438.024462.819996546.819268.419871709.794739.520006805.899817.019881585.145103.820016397.8

9、510128.019891903.365484.420025578.8910469.619901939.475803.120035447.4610960.819912181.725995.920046612.6211685.919922421.516337.720057349.0012433.919932638.966657.420068357.9913194.7 1)估計回歸模型 2)檢驗1)中模型是否存在自相關(guān)，若存在，用廣義差分法消除自相關(guān)?！揪毩?xí)題6.3參考解答】1）進(jìn)行OLS回歸，得Y =-2123.864+0.7841X t（-6.5390）（18.9968）R2=0.9376 D

10、W=0.44082）顯著水平=5%，n=26，dL=1.302，dU=1.461，DW< dL=1.302，模型中有自相關(guān)。采用一階廣義差分法估計模型，DW=0.9122，依然存在自相關(guān)，說明可能為高階自相關(guān)。采用LM檢驗，判斷為二階自相關(guān)（et-1,et-2均顯著），因此，使用二階廣義差分法估計模型得：Y =-2354.292+0.8163X t（-4.9507）（13.8938）R2=0.9863 DW=2.2116使用LM檢驗， LM=0.9001，伴隨概率為0.6374，已消除自相關(guān)。模型回歸系數(shù)顯著。模型結(jié)果說明GDP每增加10億美元，股票價格指數(shù)增加0.8163點。6.4表6

11、.11給出了某地區(qū)1980-2000年的地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)與固定資產(chǎn)投資額(X)的數(shù)據(jù)。 表6.11 地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)與固定資產(chǎn)投資額(X) 單位：億元年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定資產(chǎn)投資額(X)年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定資產(chǎn)投資額(X)198019811982198319841985198619871988198914021624138212851665208023752517274127302162541871512463684174124384361990 199119921993199419951996199719981999200031243158357840674483489751

12、205506608870428756544523548668699745667845951118511801）使用對數(shù)線性模型進(jìn)行回歸，并檢驗回歸模型的自相關(guān)性； 2）采用廣義差分法處理模型中的自相關(guān)問題。3) 令（固定資產(chǎn)投資指數(shù)），（地區(qū)生產(chǎn)總值增長指數(shù)），使用模型，該模型中是否有自相關(guān)？【練習(xí)題6.4參考解答】建議學(xué)生自己獨立完成答案：（1）DW=1.15988,查表Dl=1.22,Du=1.42,存在正自相關(guān)。（2）利用廣義差分法修正，先確定一階自相關(guān)系數(shù)。有三種方法確定，一是利用DW值來估算；二是利用殘差的一階自回歸系數(shù)來確定，三是迭代法，也就是科克倫-奧克特法。下面利用迭代法做出結(jié)

13、果：DW=1.5897，介于DU和4-DU之間，不存在自相關(guān)了。模型結(jié)果為：DW=1.4928，介于DU和4-DU之間，不存在自相關(guān)。（3）采用改變變量的形式后，也不存在自相關(guān)。說明原模型存在自相關(guān)是由于變量的形式不合適引起的，是種虛假自相關(guān)。6.5有經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究葡萄酒價格與葡萄生長期間降雨量、氣溫、釀制年份的關(guān)系。其中為波爾多葡萄酒的價格與1961年葡萄酒價格之比的自然對數(shù)；為收獲季節(jié)的降雨量；為收獲前一年冬季的降雨量；為種植季節(jié)的平均溫度；為釀制年份到1989年的年數(shù)。表6.12為研究的部分?jǐn)?shù)據(jù)。表6.12 葡萄生長及葡萄酒價格數(shù)據(jù) logpricewrainhraindegreesTin

14、e_svlogpricewrainhraindegreesTine_sv-1.00 60016017.12 31-0.75 8198616.53 17-0.45 6908016.73 30-1.65 71411816.23 16 -0.61 43018015.38 29-2.25 61029216.20 15-0.81 50213017.15 28-2.15 57524416.55 14-1.12 44014015.65 27-0.91 6228916.67 13-1.51 42011016.13 26-1.30 55111216.77 12-1.72 58218716.42 25-2.29

15、53615814.98 11-0.42 48518717.48 24-1.86 37612317.07 10-1.97 76329016.42 23-2.20 57418416.30 90.00 8303817.33 22-1.20 57217116.95 8-1.11 6975216.30 21-1.37 41824717.65 7-1.78 60815515.72 20-2.24 8218715.58 6-1.18 4029617.27 19-1.31 7635115.82 5-2.24 60226715.37 18-1.54 71712216.17 4要求：（1）將葡萄酒價格的對數(shù)對、作

16、帶常數(shù)項的回歸，說明結(jié)果意義。 （2）檢驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂行蛄邢嚓P(guān) （3）用適當(dāng)?shù)姆椒ㄏ蛄邢嚓P(guān)之后，有關(guān)系數(shù)的結(jié)論有明顯的變化嗎？ （4）你認(rèn)為哪個估計的效果更好些？簡要解釋原因?！揪毩?xí)題6.5參考解答】(1)作回歸,結(jié)果為:由t檢驗結(jié)果表明，收獲季節(jié)的降雨量對波爾多葡萄酒的價格變動的影響并不顯著,而收獲前一年冬季的降雨量、種植季節(jié)的平均溫度、釀制年份到1989年的年數(shù)對波爾多葡萄酒的價格變動的影響都顯著，特別是種植季節(jié)的平均溫度每增加1度,平均說來波爾多葡萄酒的價格將增加0.39%。 (2) 5%顯著水平下，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.104，dU= 1.747，模型中DW=2.2629&g

17、t;4- dU =2.253，在不確定區(qū)域, 不能拒絕有負(fù)自相關(guān)。(3)若剔除收獲季節(jié)的降雨量變量作回歸,得到 5%顯著水平下，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.181，dU=1.650，模型中dU=1.650<DW=2.1811<4- dU =2.350，表明不存在自相關(guān)。其他各個解釋變量均顯著。顯然此模型效果更好。6.6 為了分析美國職業(yè)棒球大聯(lián)盟（MLB）棒球隊的競爭性,用聯(lián)盟中所有球隊的獲勝率標(biāo)準(zhǔn)差stdevwp度量棒球隊的競爭性。經(jīng)分析，影響球隊競爭性的主要是: 自由轉(zhuǎn)會的棒球運動員數(shù)（fragents）、1965年前后業(yè)余運動員的選秀方式（用draft取0或1表示）、球隊的個

18、數(shù)（teams）、美國人中成為MLB運動員的比例（poppct）等。表6.13為搜集的19502004年的數(shù)據(jù)。表6.13 美國職業(yè)棒球大聯(lián)盟19502004年的數(shù)據(jù) 年份stdevwpfragentsteamspoppct年份stdevwpfragentsteamspoppct19500.1027480160.00026319780.07503822260.00029219510.0905850160.00025819790.08099338260.00028919520.1029120160.00025419800.07104643260.00028619530.1089010160.00

19、02519810.07839848260.00028319540.1201980160.00024519820.06462142260.00028119550.0914170160.00024119830.0605241260.00027819560.0900960160.00023719840.0551845260.00027619570.0824170160.00023319850.07779955260.00027319580.0519380160.00022919860.06329861260.00027119590.0576160160.00022519870.0605779260.

20、00026819600.0832490160.00022119880.07422576260.00026619610.0966250180.00024519890.06093473260.00026319620.0957370200.00026819900.05586591260.00026119630.0831650200.00026419910.059704115260.00025819640.0833970200.00026119920.06323699260.00025519650.0880120200.00025719930.074993151280.00027219660.0637

21、650200.00025419940.06827297280.00026919670.0653350200.00025219950.070877131280.00026619680.0600170200.00024919960.061863137280.00026419690.0924540240.00029619970.059211116280.00026119700.0778880240.00029319980.083328139300.00027819710.0724270240.00028919990.076283138300.00027519720.0733770240.00028620000.061666117300.00026619730.0639490240.00028320010.080499135300.00026319740.0617060240.00028120020.091471155300.0002619750.0720661240.00027820030.082604156300.00025819760.0730732240.00027520040.083284211300.