計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)龐浩第二版課后習(xí)題含2030130518計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)龐浩第二版課后習(xí)題含2030130518計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)龐浩第二版課后習(xí)題含20301305182.7設(shè)銷售收入X為講解變量，銷售成本Y為被講解變量。現(xiàn)已依照某百貨公司某年12個(gè)月的相關(guān)資料計(jì)算出以下數(shù)據(jù)：（單位：萬(wàn)元）2(XX)425053.73X647.88t2(YtY)262855.25(XtX)(Yt（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)意義作出講解。（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)2進(jìn)行顯然水平為5%的顯然性檢驗(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展望其銷售成本，并給出置信度為95%的展望區(qū)間。練習(xí)題2.7參照解答：(1)建立回歸模型:Yi12Xuii用OLS法估計(jì)參數(shù):iiii222ii12估計(jì)結(jié)果為:YXii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：2R2222??y?(x)xi2i2i222yyyiii2練習(xí)題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)果以下：?Y0i151.0263.1179XX1i2it=(-3.066806)(6.652983)(3.378064)R2=0.934331R20.92964F=191.1894n=31（1）從經(jīng)濟(jì)意義上察看估計(jì)模型的合理性。（2）在5%顯然性水平上，分別檢驗(yàn)參數(shù)1,的顯然性。2（3）在5%顯然性水平上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯然性。3.2依照以下數(shù)據(jù)試估計(jì)偏回歸系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差，以及可決系數(shù)與修正的可決系數(shù)：Y367.69，3X1402.76，0X28.0，n15，2(YiY)66042.，2692(Xi，112(Xi，(YiY)(X1iX1，22(YiY)(Xi，(X1iX1)(Xi2X2)4796.00022練習(xí)題參照解答練習(xí)題3.1參照解答有模型估計(jì)結(jié)果可看出：旅游社職工人數(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)，旅游社職工人數(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t由于3個(gè)參數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均大于(313)2.048t，說(shuō)明經(jīng)t檢驗(yàn)3個(gè)參數(shù)均顯著不為0，即旅游社職工人數(shù)和國(guó)際旅游人數(shù)分別對(duì)旅游外匯收入都有顯然影響。取，查表得F0.05，由于F199.1894F0.05(2,28)3.34，說(shuō)明旅游社職工人數(shù)和國(guó)際旅游人數(shù)聯(lián)合起來(lái)對(duì)旅游外匯收入有顯然影響，線性回歸方程顯然建立。第四章練習(xí)題4.3參照解答：(1)參數(shù)估計(jì)結(jié)果以下ln( )3.0601.657ln(GDP)1.057ln(CPI)進(jìn)口(0.337)(0.092)(0.215)22(括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤)(2)居民花銷價(jià)格指數(shù)的回歸系數(shù)的符號(hào)不能夠進(jìn)行合理的經(jīng)濟(jì)意義講解，且且CPI與進(jìn)口之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)正向變動(dòng)。可能數(shù)據(jù)中有多重共線性。計(jì)算相關(guān)系數(shù):(3)最大的CI=108.812，表示GDP與CPI之間存在較高的線性相關(guān)。(4)分別擬合的回歸模型以下：lnY4.09071.2186ln(GDP)t=(-10.6458)(34.6222)22lnY5.44242.6637ln(CPI)t=(-4.3412)(11.6809)22ln(GDP)1.43802.2460ln(CPI)t=(-1.9582)(16.8140)22單方程擬合收效都很好，回歸系數(shù)顯然，可決系數(shù)較高，GDP和CPI對(duì)進(jìn)口分別有顯然的單一影響，在這兩個(gè)變量同時(shí)引入模型時(shí)影響方向發(fā)生了改變，這只有經(jīng)過(guò)相關(guān)系數(shù)的分析才能發(fā)現(xiàn)。(5)若是不過(guò)是作展望，能夠不在意這種多重共線性，但若是是進(jìn)行結(jié)構(gòu)解析，還是應(yīng)該引起注意。第五章5.3下表是2007年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均純收入與家庭人均生活花銷支出的數(shù)據(jù)表5.9各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均純收入與家庭人均生活花銷支出的數(shù)據(jù)(單位：元)家庭人均純收家庭生活花銷家庭人均純收家庭生活花銷

地區(qū)地區(qū)入支進(jìn)出支出北京9439.636399.27湖北3997.483090天津7010.063538.31湖南河北4293.432786.77廣東山西3665.662682.57廣西內(nèi)蒙古3953.13256.15海南遼寧4773.433368.16重慶吉林4191.343065.44四川黑龍江4132.293117.44貴州上海10144.628844.88云南江蘇6561.014786.15西藏浙江8265.156801.6陜西安徽3556.272754.04甘肅福建5467.084053.47青海江西4044.72994.49寧夏山東4985.343621.57新疆河南（1）試依照上述數(shù)據(jù)建立2007年我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均花銷支出對(duì)人均純收入的線性回歸模型。（2）采用合適方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂煞裨诋惙讲睿⒄f(shuō)明存在異方差的原由。（3）若是存在異方差，用合適方法加以修正。練習(xí)題5.3參照解答：解：（1）建立樣本回歸函數(shù)。?179.1916+0.7195YX（0.808709）（15.74411）20.895260,F=247.8769

R（2）利用White方法檢驗(yàn)異方差，則White檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表：HeteroskedasticityTest:White由上述結(jié)果可知，該模型存在異方差。解析該模型存在異方差的原由是，從數(shù)據(jù)能夠看出，一是截面數(shù)據(jù)；二是各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，使得一些省市農(nóng)村居民收入高出其他省市很多，如上海市、北京市、天津市和浙江省等。而有的省就很低，如甘肅省、貴州省、云南省和陜西省等。（3）用加權(quán)最小二乘法修正異方差，分別選擇權(quán)數(shù)111w1,w2,w32XXX，經(jīng)過(guò)試算，認(rèn)為用權(quán)數(shù)w3的收效最好。結(jié)果以下：書(shū)寫(xiě)結(jié)果為?787.28470.5615YX(4.5325)(10.0747)2第六章6.5下表給出了某地區(qū)1980-2000年的地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)與固定財(cái)富投資額(X)的數(shù)據(jù)。表6.9地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)與固定財(cái)富投資額(X)單位：億元年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定財(cái)富投資額(X)年份地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)固定財(cái)富投資額(X)19801402216199031245441981162425419913158523198213821871992357854819831285151199340676681984166524619944483699198520803681995489774519862375417199651206671987251741219975506845198827414381998608895119892730436199970421185200087561180要求：（1）使用對(duì)數(shù)線性模型LnYt12LnXu進(jìn)行回歸，并檢驗(yàn)回歸模型的tt自相關(guān)性；（2）采用廣義差分法辦理模型中的自相關(guān)問(wèn)題。**(3)令tt1XtX/X（固定財(cái)富投資指數(shù)），YtYt/Yt1（地區(qū)生產(chǎn)總值增加指數(shù)），使用模型**LnYtLnXv1，該模型中可否有自相關(guān)？2tt練習(xí)題6.5參照解答：（１）對(duì)數(shù)模型為ln(Y)=2.1710+0.9511ln(X)t=(9.0075)(24.4512)R2樣本量n=21，一個(gè)講解變量的模型，5%顯然水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL，dU，模型中DW<dL，顯然模型中有自相關(guān)。（2）采用廣義差分法et=0.4002et-1**ln( )0.4002ln

令LYtln(Y)0.4002ln(Y1)，LXtXX1。

tttt*LY對(duì)t*LX回歸，得t?*1.47720.9060YtX*tt=（）（）R2模型中DW=1.4415>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。?11最后的模型為L(zhǎng)n(Yt)=-2.468+0.9060ln(Xt)(3)回歸模型為ln(Yt/Yt-1)=0.054+0.4422ln(Xt/Xt-1)t(4.0569)(6.6979)2模型中DW=1.5904>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。第七章7.1表7.11中給出了1970-1987年時(shí)期美國(guó)的個(gè)人花銷支出(PCE)和個(gè)人可支配收入(PDI)數(shù)據(jù)，所有數(shù)字的單位都是10億美元(1982年的美元價(jià))。表7.111970-1987年美國(guó)個(gè)人花銷支出(PCE)和個(gè)人可支配收入(PDI)數(shù)據(jù)年份PCEPDI年份PCEPDI年份PCEPDI估計(jì)以下模型：PCEtA1A2PDIttPCEtB1B2PDItBPCE3t1t(1)講解這兩個(gè)回歸模型的結(jié)果。(2)短期和長(zhǎng)遠(yuǎn)邊緣花銷傾向（MPC）是多少？練習(xí)題7.1參照解答:1）第一個(gè)模型回歸的估計(jì)結(jié)果以下，DependentVariable:PCEMethod:LeastSquaresDate:07/27/05Time:21:41Sample:19701987Includedobservations:18VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.回歸方程：?216.42691.008106

PCEPDI

tt（32．69425）（0.015033）t=（-6.619723）（67.05920）2R第二個(gè)模型回歸的估計(jì)結(jié)果以下，DependentVariable:PCEMethod:LeastSquaresDate:07/27/05Time:21:51Sample(adjusted):19711987Includedobservations:17afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.回歸方程：PCEPDIPCEttt1（45.557）（0.1409）（0.1440）t=（-5.120）（6.9708）（0.258）2R2）從模型一獲取；從模型二獲取，短期，由于模型二為自回歸模型，要先變換為分布滯后模型才能獲取長(zhǎng)遠(yuǎn)邊緣花銷傾向，我們能夠從庫(kù)伊克變換倒推獲取長(zhǎng)遠(yuǎn)（1+0.0372）=0.9472。7.7考慮以下回歸模型：YXXttt1(-6.27)(2.6)(4.26)

t2R其中，y為通貨膨脹率，x為生產(chǎn)設(shè)備使用率。1）生產(chǎn)設(shè)備使用率對(duì)通貨膨脹率的短期影響和總的影響分別是多大？2）若是庫(kù)伊克模型為Ytb1b2Xtb3Yt1t，你怎樣獲取生產(chǎn)設(shè)備使用率對(duì)通貨膨脹率的短期影響和長(zhǎng)遠(yuǎn)影響？練習(xí)題7.7