計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)3答案

1、第三章 多元線性回歸模型一、單項(xiàng)選擇題1、多元線性回歸模型的“線性”是指對(duì)（ C ）而言是線性的。（A）解釋變量 （B）被解釋變量（C）回歸參數(shù) （D）剩余項(xiàng)2、多元樣本線性回歸函數(shù)是（ B ）（A）（B）（C）（D）Y=X+U3、多元總體線性回歸函數(shù)的矩陣形式為（ A ）（A）Y=X+U （B）Y=X+ e（C） （D）Y=X+ e4、多元線性回歸模型參數(shù)向量最小二乘估計(jì)式的矩陣表達(dá)式為（ B ）（A）（B）（C）（D）5、的方差協(xié)方差矩陣為（ A ）（A） （B）（C） （D）6、隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)方差的估計(jì)式是（C ）（A） （B）（C） (D)7、殘差平方和RSS的是（ B ）(A) (B)

2、（C） （D）8、修正可決系數(shù)與未經(jīng)修正的多重可決系數(shù)之間的關(guān)系為（ A ）（A） (B) （C） (D) 9、回歸方程的顯著性檢驗(yàn)的F檢驗(yàn)量為（ A ）（A） （B） （C） （D）10、F統(tǒng)計(jì)量與可決系數(shù)R2之間的關(guān)系為（ A ）（A）(B) （C） (D)11、多重可決系數(shù)R2是指（ C ）（A）殘差平方和占總離差平方和的比重（B）總離差平方和占回歸平方和的比重（C）回歸平方和占總離差平方和的比重（D）回歸平方和占?xì)埐钇椒胶偷谋戎?2、在由n=30的一組樣本估計(jì)的、包含3個(gè)解釋變量的線性回歸模型中，計(jì)算的多重可決系數(shù)為0.8500，則修正的可決系數(shù)為（ ）（A）0.8603 （B）0.8

3、389（C）0.8655 （D）0.832713、設(shè)k為模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)，則回歸平方和是指（ C）（A） （B）（C） （D）/k114、用一組有30個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型后，在0.05的顯著性水平下對(duì)的顯著性做t檢驗(yàn)，則顯著地不等于零地條件是其統(tǒng)計(jì)量大于等于（ C ）（A）t0.05（30） （B）t0.025（28）（C）t0.025（27） （D）F0.025（1，28）15、在模型古典假定滿足的條件下，多元線性回歸模型的最小二乘估計(jì)是（ C ）估計(jì)（A）WIND （B）OLS（C）BLUE （D）GREEN二、多項(xiàng)選擇題1、多元樣本線性回歸函數(shù)是（ BD ）（A）（B）（C）（D）2、

4、多元總體線性回歸函數(shù)的矩陣形式為（ AD ）（A）Y=X+U （B）Y=X+ e（C） （D）3、多元線性回歸模型的古典假定有（ ABCDE ）（A）零均值假定 （B）同方差和無自相關(guān)假定（C）隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與解釋變量不相關(guān)假定（D）無多重共線性假定 （E）正態(tài)性假定4、對(duì)模型進(jìn)行總體顯著性檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果總體線性關(guān)系顯著，則有（BCDE）（A）0 （B）0，=0（C）0，0 （D）0，0 （E）005、殘差平方和是指（ AD ）（A）被解釋變量觀測(cè)值與估計(jì)值之間的變差（B）被解釋變量回歸估計(jì)值總變差的大小（C）被解釋變量觀測(cè)值總變差的大?。―）被解釋變量觀測(cè)值總變差中未被列入模型的解釋變量解釋

5、的那部分變差（E）被解釋變量觀測(cè)值總變差中由多個(gè)解釋變量作出解釋的那部分變差三、計(jì)算題1為研究中國各地區(qū)入境旅游狀況，建立了各省市旅游外匯收入（Y，百萬美元）、旅行社職工人數(shù)（X1，人）、國際旅游人數(shù)（X2，萬人次）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） 在5%顯著性水平上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯著性。 2 經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，家庭書刊消費(fèi)受家庭收入幾戶主受教育年數(shù)的影響，表

6、中為對(duì)某地區(qū)部分家庭抽樣調(diào)查得到樣本數(shù)據(jù)：家庭書刊年消費(fèi)支出（元）Y家庭月平均收入（元）X戶主受教育年數(shù)（年）T家庭書刊年消費(fèi)支出（元）Y家庭月平均收入（元）X戶主受教育年數(shù)（年）T4501027.28793.21998.614507.71045.29660.8219610613.91225.812792.72105.412563.41312.29580.82147.48501.51316.47612.7215410781.51442.415890.82231.414541.81641911212611.818611.11768.8101094.23143.4161222.11981.2181

7、2533624.620(1) 建立家庭書刊消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型；（2）利用樣本數(shù)據(jù)估計(jì)模型的參數(shù)；（3）檢驗(yàn)戶主受教育年數(shù)對(duì)家庭書刊消費(fèi)是否有顯著影響；（4）分析所估計(jì)模型的經(jīng)濟(jì)意義和作用3某地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均全年耐用消費(fèi)品支出、人均年可支配收入及耐用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)資料如表所示： 年份人均耐用消費(fèi)品支出Y（元）人均年可支配收入X1（元）耐用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)X2（1990年=100）19911992199319941995199619971998199920002001137.16124.56107.91102.96125.24162.45217.43253.42251.07285.85327.

8、261181.41375.71501.21700.62026.62577.43496.24283.04838.95160.35425.1115.96133.35128.21124.85122.49129.86139.52140.44139.12133.35126.39利用表中數(shù)據(jù)，建立該地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均全年耐用消費(fèi)品支出關(guān)于人均年可支配收入和耐用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)的回歸模型，進(jìn)行回歸分析，并檢驗(yàn)人均年可支配收入及耐用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均全年耐用消費(fèi)品支出是否有顯著影響。習(xí)題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)和國際旅游人數(shù)均與旅游外匯收入正相關(guān)。平均說來，旅行社職工人數(shù)增加1人，

9、旅游外匯收入將增加0.1179百萬美元；國際旅游人數(shù)增加1萬人次，旅游外匯收入增加1.5452百萬美元。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，說明旅行社職工人數(shù)和國際旅游人數(shù)聯(lián)合起來對(duì)旅游外匯收入有顯著影響，線性回歸方程顯著成立。習(xí)題2參考解答（1）建立家庭書刊消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型： 其中：Y為家庭書刊年消費(fèi)支出、X為家庭月平均收入、T為戶主受教育年數(shù)（2）估計(jì)模型參數(shù)，結(jié)果為即 （49.46026）（0.02936） （5.20217） t= (-1.011244) (2

10、.944186) (10.06702) R2=0.951235 F=146.2974(3) 檢驗(yàn)戶主受教育年數(shù)對(duì)家庭書刊消費(fèi)是否有顯著影響:由估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果, 戶主受教育年數(shù)參數(shù)對(duì)應(yīng)的t 統(tǒng)計(jì)量為10.06702, 明顯大于t的臨界值，同時(shí)戶主受教育年數(shù)參數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，明顯小于，均可判斷戶主受教育年數(shù)對(duì)家庭書刊消費(fèi)支出確實(shí)有顯著影響。（4）本模型說明家庭月平均收入和戶主受教育年數(shù)對(duì)家庭書刊消費(fèi)支出有顯著影響，家庭月平均收入增加1元，家庭書刊年消費(fèi)支出將增加0.086元，戶主受教育年數(shù)增加1年，家庭書刊年消費(fèi)支出將增加52.37元。習(xí)題3參考解答(1) 建立該地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均全年耐用消費(fèi)品支出關(guān)于人均年可支配收入和耐用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)的回歸模型： （2）估計(jì)參數(shù)結(jié)果由估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果可看出，該地區(qū)人均年可支配收入的參數(shù)的t檢驗(yàn)值為10.54786，其絕對(duì)值大于臨界值；