計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課后答案

1、 2.7 設(shè)銷售收入,12個(gè)月的有關(guān)資料計(jì)算出以下數(shù)據(jù)：（單位：萬(wàn)元）（1） 擬合簡(jiǎn)單線性回歸方程，并對(duì)方程中回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義作出解釋。（2） 計(jì)算可決系數(shù)和回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。（3） 對(duì)進(jìn)行顯著水平為5%的顯著性檢驗(yàn)。（4） 假定下年1月銷售收入為800萬(wàn)元，利用擬合的回歸方程預(yù)測(cè)其銷售成本，并給出置信度為95%的預(yù)測(cè)區(qū)間。練習(xí)題2.7參考解答：(1)建立回歸模型:用OLS法估計(jì)參數(shù):估計(jì)結(jié)果為: 說(shuō)明該百貨公司銷售收入每增加1元,平均說(shuō)來(lái)銷售成本將增加0.7863元。(2)計(jì)算可決系數(shù)和回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差可決系數(shù)為：由 可得 回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差: (3) 對(duì)進(jìn)行顯著水平為5%的顯著性檢驗(yàn)

2、 查表得 時(shí),<表明顯著不為0,銷售收入對(duì)銷售成本有顯著影響.(4) 假定下年1月銷售收入為800萬(wàn)元，利用擬合的回歸方程預(yù)測(cè)其銷售成本，并給出置信度為95%的預(yù)測(cè)區(qū)間。萬(wàn)元預(yù)測(cè)區(qū)間為: 3.1為研究中國(guó)各地區(qū)入境旅游狀況，建立了各省市旅游外匯收入（Y，百萬(wàn)美元）、旅行社職工人數(shù)（X1，人）、國(guó)際旅游人數(shù)（X2，萬(wàn)人次）的模型，用某年31個(gè)省市的截面數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果如下：t=(-3.066806) (6.652983) (3.378064) R2=0.934331 F=191.1894 n=31（1） 從經(jīng)濟(jì)意義上考察估計(jì)模型的合理性。（2） 在5%顯著性水平上，分別檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性。（3）

3、 在5%顯著性水平上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯著性。練習(xí)題3.1參考解答有模型估計(jì)結(jié)果可看出：旅行社職工人數(shù)和國(guó)際旅游人數(shù)均與旅游外匯收入正相關(guān)。平均說(shuō)來(lái)，旅行社職工人數(shù)增加1人，旅游外匯收入將增加0.1179百萬(wàn)美元；國(guó)際旅游人數(shù)增加1萬(wàn)人次，旅游外匯收入增加1.5452百萬(wàn)美元。取，查表得因?yàn)?個(gè)參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均大于，說(shuō)明經(jīng)t檢驗(yàn)3個(gè)參數(shù)均顯著不為0，即旅行社職工人數(shù)和國(guó)際旅游人數(shù)分別對(duì)旅游外匯收入都有顯著影響。 取，查表得，由于，說(shuō)明旅行社職工人數(shù)和國(guó)際旅游人數(shù)聯(lián)合起來(lái)對(duì)旅游外匯收入有顯著影響，線性回歸方程顯著成立。4.5 克萊因與戈德伯格曾用1921-1950年(1942-1944年戰(zhàn)爭(zhēng)

4、期間略去)美國(guó)國(guó)消費(fèi)Y和工資收入X1、非工資非農(nóng)業(yè)收入X2、農(nóng)業(yè)收入X3的時(shí)間序列資料，利用OLSE估計(jì)得出了下列回歸方程：括號(hào)中的數(shù)據(jù)為相應(yīng)參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差。試對(duì)上述模型進(jìn)行評(píng)析，指出其中存在的問(wèn)題。練習(xí)題4.5參考解答：從模型擬合結(jié)果可知，樣本觀測(cè)個(gè)數(shù)為27，消費(fèi)模型的判定系數(shù)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為107.37，在0.05置信水平下查分子自由度為3，分母自由度為23的F臨界值為3.028，計(jì)算的F值遠(yuǎn)大于臨界值，表明回歸方程是顯著的。模型整體擬合程度較高。依據(jù)參數(shù)估計(jì)量與其標(biāo)準(zhǔn)誤，可計(jì)算出各回歸系數(shù)估計(jì)量的t統(tǒng)計(jì)量值：除外，其余的值都很小。工資收入X1的系數(shù)的t檢驗(yàn)值雖然顯著，但該系數(shù)的估計(jì)值過(guò)

5、大，該值為工資收入對(duì)消費(fèi)邊際效應(yīng)，因?yàn)樗鼮?.059，意味著工資收入每增加一美元，消費(fèi)支出的增長(zhǎng)平均將超過(guò)一美元，這與經(jīng)濟(jì)理論和常識(shí)不符。另外，理論上非工資非農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費(fèi)行為的重要解釋變量，但兩者的t檢驗(yàn)都沒有通過(guò)。這些跡象表明，模型中存在嚴(yán)重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關(guān)系，掩蓋了各個(gè)部分對(duì)解釋消費(fèi)行為的單獨(dú)影響。5.1 設(shè)消費(fèi)函數(shù)為式中，為消費(fèi)支出；為個(gè)人可支配收入；為個(gè)人的流動(dòng)資產(chǎn)；為隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且（其中為常數(shù)）。試解答以下問(wèn)題： (1)選用適當(dāng)?shù)淖儞Q修正異方差，要求寫出變換過(guò)程；(2)寫出修正異方差后的參數(shù)估計(jì)量的表達(dá)式。練習(xí)題5.1參考解答：（1）因?yàn)?，所以?/p>

6、，用乘給定模型兩端，得上述模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差為一固定常數(shù)，即（2）根據(jù)加權(quán)最小二乘法，可得修正異方差后的參數(shù)估計(jì)式為其中6.2 在研究生產(chǎn)中勞動(dòng)所占份額的問(wèn)題時(shí)，古扎拉蒂采用如下模型模型1 模型2 其中，Y為勞動(dòng)投入，t為時(shí)間。據(jù)1949-1964年數(shù)據(jù)，對(duì)初級(jí)金屬工業(yè)得到如下結(jié)果：模型1 t = （-3.9608）R2 = 0.5284 DW = 0.8252模型2 t = （-3.2724）(2.7777)R2= 0.6629DW = 1.82其中，括號(hào)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量。問(wèn)：（1）模型1和模型2中是否有自相關(guān)；（2）如何判定自相關(guān)的存在？ （3）怎樣區(qū)分虛假自相關(guān)和真正的自相關(guān)。 練習(xí)題6.2參考解答:（1）模型1中有自相關(guān)，模型2中無(wú)自相關(guān)。（2）通過(guò)DW檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。模型1：dL=1.077, dU=1.361, DW<