一元線性回歸模型習(xí)題及答案

1、元線性回歸模型A 函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系C正相關(guān)關(guān)系和負(fù)相關(guān)關(guān)系2、相關(guān)關(guān)系是指A變量間的非獨(dú)立關(guān)系C變量間的函數(shù)關(guān)系3、進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)的兩個(gè)變量A都是隨機(jī)變量A var( -)=0C (?一 ) = 0B var（ ?）為最小D （ ?一）為最小、單項(xiàng)選擇題1、變量之間的關(guān)系可以分為兩大類(lèi) 。 AB線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系D簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系DB變量間的因果關(guān)系D變量間不確定性的依存關(guān)系o AB都不是隨機(jī)變量C 一個(gè)是隨機(jī)變量，一個(gè)不是隨機(jī)變量D 隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以4、表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是 。CA Y? 4 ?XtB E（Y）oiXtC Y oiXt UtD Y oiXt

2、5、參數(shù) 的估計(jì)量？具備有效性是指 。 B6、對(duì)于Y -o ?Xi e ,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差， 中表示回歸值，則BA ?= 0時(shí)，（丫 ？）= 0B ?= 0時(shí)，（丫一吊）2=0C . 0時(shí),（Yi 2）為最小D ?= 0時(shí)，（丫一 ？）2為最小7、設(shè)樣本回歸模型為 Yi =?0?Xi+e ,則普通最小二乘法確定的?的公式中，錯(cuò)誤的是。 D9 Xi X Yi-YA Xi XnXiYi-Xi Yj2Xi12n Xi -)XjYj-nXYi=Xi2-nX2? nXiYi-Xi Yi,尸2x8、對(duì)于Yi = ?0 ZXi+ei ,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù),則有DA ?= 0 時(shí),B ?

3、= 0時(shí),C ?= 0時(shí),D ?= 0時(shí),r=1r=-1r=0r=1 或 r=-19、產(chǎn)量（X,臺(tái)）與單位產(chǎn)品成本（Y,元/臺(tái)）之間的回歸方程為中=356 1.5X ,這說(shuō)明Word資料A B C D產(chǎn)量每增加一臺(tái), 產(chǎn)量每增加一臺(tái), 產(chǎn)量每增加一臺(tái), 產(chǎn)量每增加一臺(tái),10、在總體回歸直線單位產(chǎn)品成本增加356元單位產(chǎn)品成本減少1.5元單位產(chǎn)品成本平均增加356元單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元E () = 01X 中，1 表示A 當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), B 當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), C當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí), D 當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí), 11、對(duì)回歸模型Yi= 0 A N (0, i2) C N (0,2)

4、Y增加1個(gè)單位Y平均增加1個(gè)單位X增加1個(gè)單位X平均增加1個(gè)單位1Xi + u i進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定 u i服從B t(n-2)12、以Y表示實(shí)際觀測(cè)值,D t(n)Y表示回歸估計(jì)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是_ o D(Yi-Yi)=0(Yi-S?i)2= 0(YiYi)=最小(YiYi)2=最小13、設(shè)Y表示實(shí)際觀測(cè)值,中表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立YC14、用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型 Yi =01X i+ u i ,則樣本回歸直線通過(guò)點(diǎn)(X, Y)(X, Y?)(X,(X,Y)15、以Y表示實(shí)際觀測(cè)值,Y?表示OLS估計(jì)回歸值，則用 OLS得到的樣本回歸直線Y尸？0?Xi滿

5、足(Yi-Y?i)= 0(Yi-Yi)2= 0(Yj-Y)2= 0(RYj2= 016、用一組有30個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型Yi= 01Xi+u i ,在0.05的顯著性水平下對(duì)1的顯著性作t檢驗(yàn)，則1顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于A t0.05(30) B t0.025(30) C17、已知某一直線回歸方程的判定系數(shù)為t0.05(28) D t0.025(28)0.64,則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為A 0.6418、相關(guān)系數(shù)A r< -1。BB 0.8 C 0.4r的取值圍是B r>1D 0.32。DC 0< r< 1 D - 1 < r<

6、 1Word資料19、判定系數(shù)R2的取值圍是A R2< -1B R2>120、某一特定的X水平上，總體A 預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，精度越低C 預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，精度越高。CC 0< R2W 1 D-K R2W 1Y分布的離散度越大，即。2越大，則_B 預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，預(yù)測(cè)誤差越小D 預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，預(yù)測(cè)誤差越大22、如果X和Y在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立，則相關(guān)系數(shù)等于-123、根據(jù)決定系數(shù)A F= 1C F=0R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng) R2=1時(shí)，有24、在C D生產(chǎn)函數(shù)A.和是彈性C.A和是彈性F = -1F = ooAL K 中，B.A和是彈性D.A是彈性25、回歸模型Y1XiUi中，關(guān)于檢驗(yàn)H。：

7、10所用的統(tǒng)計(jì)量Var( ?i)卜列說(shuō)確的是A服從2C服從2(n 2)(n 1)26、在二元線性回歸模型 YiB服從t (n1)D服從t (n2)01X 1i 2X 2i Ui 中，1 表不A 當(dāng)X2不變時(shí)，X1每變動(dòng)一個(gè)單位 Y的平均變動(dòng)。B 當(dāng)X1不變時(shí)，X2每變動(dòng)一個(gè)單位 Y的平均變動(dòng)。C 當(dāng)X1和X2都保持不變時(shí)， YD 當(dāng)X1和X2都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí),27、在雙對(duì)數(shù)模型lnYilnA Y關(guān)于X的增長(zhǎng)量C Y關(guān)于X的邊際傾向的平均變動(dòng)。Y的平均變動(dòng)。11nxi5中，B Y關(guān)于XD Y關(guān)于X1的含義是 的增長(zhǎng)速度 的彈性26、根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出Y對(duì)人均收入X的回歸模型為ln

8、Y 2.00 0.75lnXi ,這表明人均收入每增加1 %,人均消費(fèi)支出將增加A 2% B 0.2% C 0.75% D 7.5%28、按經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)是非隨機(jī)變量，且 。AA與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)B與殘差項(xiàng)不相關(guān)C與被解釋變量不相關(guān)D與回歸值不相關(guān)29、根據(jù)判定系數(shù)R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時(shí)有。 CA.F=1B.F=- 130、下面說(shuō)確的是A.生變量是非隨機(jī)變量C.外生變量是隨機(jī)變量C.F= 8 DD.F=0B.前定變量是隨機(jī)變量D.外生變量是非隨機(jī)變量31、在具體的模型中，被認(rèn)為是具有一定概率分布的隨機(jī)變量是 。 AA.生變量B.外生變量C.虛擬變量D.前定

9、變量32、回歸分析中定義的 。 BA.解釋變量和被解釋變量都是隨機(jī)變量B.解釋變量為非隨機(jī)變量，被解釋變量為隨機(jī)變量C.解釋變量和被解釋變量都為非隨機(jī)變量D.解釋變量為隨機(jī)變量，被解釋變量為非隨機(jī)變量33、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的被解釋變量一定是 。 CA,控制變量B.政策變量C.生變量D.外生變量Word資料、多項(xiàng)選擇題1、指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系A(chǔ) 家庭消費(fèi)支出與收入C物價(jià)水平與商品需求量E學(xué)習(xí)成績(jī)總分與各門(mén)課程分?jǐn)?shù) 2、一元線性回歸模型 Yi= 0A E(ut) 0 C cov(ut,us) 0E uN(0, 2)3、以Y表示實(shí)際觀測(cè)值， 。 ABEA 通過(guò)樣本均值點(diǎn)(BY=?2C(Y=Yi)

10、=0d(RY)2=0Ecov(Xi ,ei)=04、中表示OLS估計(jì)回歸值， 關(guān)系，則下列哪些是正確的 A E (Y) = 0 區(qū)B Yi= ?01C Yi= ?0 漢 ei。ACDB商品銷(xiāo)售額與銷(xiāo)售量、銷(xiāo)售價(jià)格D小麥高產(chǎn)與施肥量Xj+u i的經(jīng)典假設(shè)包括 。ABCDE2B var(ut)D Cov(xt ,ut) 0Y表小OLS估計(jì)回歸值，e表不殘差,X, Y)u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，e表示殘差。如果Y。ACD Y?i= ?0M eiE E(Yi尸?035、Y表示OLS估計(jì)回歸值，u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果 Y與X為線性相關(guān)關(guān)系，則下 列哪些是正確的 。 BEA Yi= 0 iXiB Yi= 0iXi

11、+uC Yi= 7 ?Xi uiD 耳=?0 ?Xi uE Yi= ?0 ?Xi6、回歸分析中估計(jì)回歸參數(shù)的方法主要有 。 CDEA相關(guān)系數(shù)法B方差分析法C最小二乘估計(jì)法D極大似然法E矩估計(jì)法7、用OLS法估計(jì)模型Yi= 0iXi+u i的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無(wú)偏估計(jì)量，則要求 。 ABCDE2A E(u“=0B Var(u i)=C Cov(ui,uj)=0D5服從正態(tài)分布E X為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)ui不相關(guān)。Word資料8、假設(shè)線性回歸模型滿足全部基本假設(shè)，則其參數(shù)的估計(jì)量具備 。 CDEA 可靠性B合理性C線性D 無(wú)偏性E有效性9、普通最小二乘估計(jì)的直線具有以下特性 。A

12、BDEa 通過(guò)樣本均值點(diǎn)(X,Y)BYY?C(YY?)20Dei0E Cov(Xi,ei) 010、由回歸直線吊=?0 ?Xj估計(jì)出來(lái)的用值。 ADEA是一組估計(jì)值C是一個(gè)幾何級(jí)數(shù)E與實(shí)際值Y的離差之和等于零 11、反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標(biāo)有B 是一組平均值D可能等于實(shí)際值YA相關(guān)系數(shù)C樣本決定系數(shù)E剩余變差(或殘差平方和) 12、對(duì)于樣本回歸直線 Yi= ?0A(Yi-Y)2- (Yi-Y)2b 22(xX)2C R2(Yi-Yi)2D(Yi-Yi)2E ?(Xi-Xi) (Yi-Yi)B 回歸系數(shù)D 回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差?Xj ,回歸變差可以表示為。 ABCDE13對(duì)于樣本回歸直線 窄=?0

13、的有。 ABCDE(<Y，2AZ一、2(Yi-Yi)2?Xj , ?為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中， 正確(丫吊)2B 1 / 一、2 (Yi丫)2?2(Xi-Xi)2CZ一 、 2-(YiYi)2?(XiXi)(YY)(Yi-Yi)21-今(n-2)(Yi-Y2。 ABCDE14、下列相關(guān)系數(shù)的算式中,正確的有XY-X丫A Word資料(Xi-XiXYi-Yi)n x y cov (X,Y)X Y(Xi-Xi)(Yi-Yi)(Xi-Xi)2(Yi-Yi)2XiYi -nXgYXi-X/Yi-Yi 215、判定系數(shù) R2可表示為 。BCERSS R =TSSR2_ESS R TSS2

14、 . RSSR =1-TSSESSR =1 TSSR2_ ess RESS+RSS16、線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差e滿足。ACDEe=0向丫=0噸=0cov(X i ,ei)=02 17、調(diào)整后的判定系數(shù) R的正確表達(dá)式有1-(丫廠 Y，2/(n-1)(Yi 吊)2/(n-k)_ 2(1-R )(1+R2)(n-1)(n-k-1)(n-k)(n-1)D R2_。BCD(丫 ) 2/(n-k-1)(Yi-Yi)2/(n-1)2k(1-R2)n-k-118、對(duì)總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)所用的F統(tǒng)計(jì)量可表不為。BCB ESS/(k-1) RSS/(n-k)2D (1-R2)/(n-k

15、)R2/(k-1)ESS/(n-k)RSS/(k-1)2R2/(k-1)2(1-R2)/(n-k)2R /(n-k)2(1-R2)/(k-1)、名詞解釋W(xué)ord資料函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系線性回歸模型總體回歸模型與樣本回歸模型最小二乘法圖斯一馬爾可夫定理總變量（總離差平方和）回歸變差（回歸平方和）剩余變差（殘差平方和）估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差樣本決定系數(shù)相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)點(diǎn)預(yù)測(cè)區(qū)間預(yù)測(cè)擬合優(yōu)度殘差四、簡(jiǎn)答1、在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，為什么會(huì)存在隨機(jī)誤差項(xiàng)？答：模型中被忽略掉的影響因素造成的誤差；模型關(guān)系認(rèn)定不準(zhǔn)確造成的誤差；變量的測(cè)量誤差；隨機(jī)因素。這些因素都被歸并在隨機(jī)誤差項(xiàng)中考慮。因此，隨機(jī)誤差項(xiàng)是

16、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中不可缺少的一部分。2、古典線性回歸模型的基本假定是什么？答：零均值假定。即在給定xt的條件下，隨機(jī)誤差項(xiàng)的數(shù)學(xué)期望（均值）為0,即E（ut）=0。同方差假定。誤差項(xiàng) 5的方差與t無(wú)關(guān)，為一個(gè)常數(shù)。無(wú)自相關(guān)假定。即不 同的誤差項(xiàng)相互獨(dú)立。解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)假定。正態(tài)性假定，即假定誤差項(xiàng)ut服從均值為0,方差為 2的正態(tài)分布。3、總體回歸模型與樣本回歸模型的區(qū)別與聯(lián)系。答：主要區(qū)別：描述的對(duì)象不同?？傮w回歸模型描述總體中變量y與x的相互關(guān)系，而樣本回歸模型描述所觀測(cè)的樣本中變量 y與x的相互關(guān)系。建立模型的不同。 總體回歸 模型是依據(jù)總體全部觀測(cè)資料建立的， 樣本回歸模型是依

17、據(jù)樣本觀測(cè)資料建立的。 模型性 質(zhì)不同?？傮w回歸模型不是隨機(jī)模型， 樣本回歸模型是隨機(jī)模型， 它隨著樣本的改變而改變。主要聯(lián)系：樣本回歸模型是總體回歸模型的一個(gè)估計(jì)式，之所以建立樣本回歸模型，目的是用來(lái)估計(jì)總體回歸模型。4、試述回歸分析與相關(guān)分析的聯(lián)系和區(qū)別。答：兩者的聯(lián)系：相關(guān)分析是回歸分析的前提和基礎(chǔ)；回歸分析是相關(guān)分析的深入和繼續(xù)；相關(guān)分析與回歸分析的有關(guān)指標(biāo)之間存在計(jì)算上的在聯(lián)系。兩者的區(qū)別：回歸分析強(qiáng)調(diào)因果關(guān)系， 相關(guān)分析不關(guān)心因果關(guān)系，所研究的兩個(gè)變量是對(duì)等的。對(duì)兩個(gè)變量x與y而言，相關(guān)分析中：rxy ?。坏诨貧w分析中，yt b0 ? Xt和xt名 星yt卻是兩個(gè)完全不同的回歸方

18、程?；貧w分析對(duì)資料的要：被解釋變量y是隨機(jī)變量，解釋變量x是非隨機(jī)變量。相關(guān)分析對(duì)資料的要兩個(gè)變量都隨機(jī) 變量。5、在滿足古典假定條件下，一元線性回歸模型的普通最小二乘估計(jì)量有哪些統(tǒng)計(jì)性質(zhì)？答：線性，是指參數(shù)估計(jì)量b0和?分別為觀測(cè)值yt和隨機(jī)誤差項(xiàng)ut的線性函數(shù)或線性組合。無(wú)偏性，指參數(shù)估計(jì)量b0和?的均值（期望值）分別等于總體參數(shù)bo和b。有效性（最小方差性或最優(yōu)性），指在所有的線性無(wú)偏估計(jì)量中，最小二乘估計(jì)量K和b?的方差最小。Word資料6、簡(jiǎn)述BLUE的含義。答：在古典假定條件下，OLS估計(jì)量反和?是參數(shù) 仇和bi的最佳線性無(wú)偏估計(jì)量，即BLUE ,這一結(jié)論就是著名的高斯馬爾可夫定理

19、。7、對(duì)于多元線性回歸模型，為什么在進(jìn)行了總體顯著性F檢驗(yàn)之后，還要對(duì)每個(gè)回歸系數(shù)進(jìn)行是否為 0的t檢驗(yàn)？答：多元線性回歸模型的總體顯著性F檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭腥拷忉屪兞繉?duì)被解釋變量的共同影響是否顯著。通過(guò)了此F檢驗(yàn)，就可以說(shuō)模型中的全部解釋變量對(duì)被解釋變量的共同影響是顯著的，但卻不能就此判定模型中的每一個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響都是顯 著的。因此還需要就每個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是否顯著進(jìn)行檢驗(yàn)，即進(jìn)行t檢驗(yàn)。五、綜合題1、下表為日本的匯率與汽車(chē)出口數(shù)量數(shù)據(jù)，年度1986198719881989199019911992199319941995X1681451281381451351271

20、1110294Y661631610588583575567502446379X:年均匯率(日元/美元)Y：汽車(chē)出口數(shù)量(萬(wàn)輛)問(wèn)題：(1)畫(huà)出X與Y關(guān)系的散點(diǎn)圖。(2)計(jì)算X與丫的相關(guān)系數(shù)。其中 X=129.3, Y =554.2 ,(X X)2= 4432.1,(Y Y)2= 68113.6,X-X Y -Y =16195.4(3)若采用直線回歸方程擬和出的模型為Y? 81.723.65 Xt 值 1.2427 7.2797R2=0.8688F=52.99解釋參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。解答：(1)散點(diǎn)圖如下：700600 .500 .40030080100120140160180X(2)rXY(X X

21、)(Y 丫).(X X)2 (Y Y)216195.4. 4432.1 68113.6=0.9321(3)截距項(xiàng)81.72表示當(dāng)美元兌日元的匯率為0時(shí)日本的汽車(chē)出口量，這個(gè)數(shù)據(jù)沒(méi)有實(shí)際意義；斜率項(xiàng) 3.65表示汽車(chē)出口量與美元兌換日元的匯率正相關(guān)，當(dāng)美元兌換日元的匯率每上升1元，會(huì)引起日本汽車(chē)出口量上升3.65萬(wàn)輛。Word資料2、已知一模型的最小二乘的回歸結(jié)果如下：<?. =101.4-4.78X i標(biāo)準(zhǔn)差 （45.2）（1.53）n=30R2=0.31其中，Y：政府債券價(jià)格（百美元），X:利率（）?；卮鹨韵聠?wèn)題：（1）系數(shù)的符號(hào)是否正確，并說(shuō)明理由；（2）為什么左邊是 Yi而不是Yi

22、;（3）在此模型中是否漏了誤差項(xiàng)5；（4）該模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是什么。答：（1）系數(shù)的符號(hào)是正確的，政府債券的價(jià)格與利率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，利率的上升會(huì)引起政府債券價(jià)格的下降。（2）（3）（4）常數(shù)項(xiàng)101.4表示在X取0時(shí)Y的水平，本例中它沒(méi)有實(shí)際意義；系數(shù)（4.78）表明利率X每上升一個(gè)百分點(diǎn)，引起政府債券價(jià)格Y降低478美元。3、估計(jì)消費(fèi)函數(shù)模型 C i = Yi u i得（?i=150.81Y it 值（13.1） （18.7）n=19 R2=0.81其中，C:消費(fèi)（元） Y:收入（元）已知 t0.025（19） 2.0930 , t0.05（19） 1.729, t0.025（17） 2.

23、1098 , t0.05（17） 1.7396。問(wèn)：（1）利用t值檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性（a= 0.05）;（2）確定參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差；（3）判斷一下該模型的擬合情況。答：（1）提出原假設(shè)H。：0 , H1 :0統(tǒng)計(jì)量t= 18.7,臨界值t0.025（17） 2.1098 ,由于18.7>2.1098,故拒絕原假設(shè)H。：0,即認(rèn)為參數(shù)是顯著的。（2）由于tsb(3,故 sb( )_ 0,81t 18.70.0433 。（3）回歸模型R2=0.81 ,表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力為 即收入對(duì)消費(fèi)的解釋能力為81 % ,回歸直線擬合觀測(cè)點(diǎn)較為理想。81%,4、已知估計(jì)回歸模型得Y

24、 =81.72303.6541且(X X)2= 4432.1 ,Xi(Y Y)2= 68113.6，求判定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)。答：判定系數(shù)：R2相關(guān)系數(shù)：r . R25、有如下表數(shù)據(jù)h (X X) 3,65414432.1= =0.8688(Y Y)268113.6,0.8688 0.9321年份物價(jià)上漲率（） &失業(yè)率（） U19860.62.819870.12.819880.72.519892.32.319903.12.1日本物價(jià)上漲率與失業(yè)率的關(guān)系Word資料19913.32.119921.62.219931.32.519940.72.91995-0.13.2（1）設(shè)橫軸是U,縱軸是

25、&,畫(huà)出散點(diǎn)圖。（2）對(duì)下面的菲力普斯曲線進(jìn)行 OLS估計(jì)。1 .&=+ UU已知（3）計(jì)算決定系數(shù)。答：（1）散點(diǎn)圖如下：3.52.5率漲上價(jià)物1.50.5-0.5 22.22.42.62.83.23.4失業(yè)率(2)7、根據(jù)容量n=30的樣本觀測(cè)值數(shù)怛笑得到下列婺據(jù)： 2_2XY = 146.5, X=12.6, Y=11.3,X =164.2,Y = 134.6 試估計(jì)Y對(duì)X的回歸直線。8、表2-4中的數(shù)據(jù)是從某個(gè)行業(yè) 5個(gè)不同的工廠收集的，請(qǐng)回答以下問(wèn)題:表2-4總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y8044517061X1246118（1）估計(jì)這個(gè)行業(yè)的線性總成本函數(shù)：Y?i =|?

26、0 +?1X（2） &和&的經(jīng)濟(jì)含義是什么？（3）估計(jì)產(chǎn)量為10時(shí)的總成本。9、有10戶家庭的收入（X,元）和消費(fèi)（Y,百元）數(shù)據(jù)如表 2 5。表2 510戶家庭的收入（X）與消費(fèi)（Y）的資料X20303340151326383543Y7981154810910（1）建立消費(fèi)Y對(duì)收入X的回歸直線。（2）說(shuō)明回歸直線的代表性及解釋能力。（3）在95%的置信度下檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性。（4）在95%的置信度下，預(yù)測(cè)當(dāng) X=45 （百元）時(shí)，消費(fèi)（Y）的置信區(qū)間。10、已知相關(guān)系數(shù)r= 0.6,估計(jì)標(biāo)準(zhǔn) ？ =8誤差，樣本容量n=62。求：（1）剩余變差；（2）決定系數(shù)；（3）總變差。11

27、、在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料：Word資料；=16, Y=10,n=20,r=0.9, (Yi -Y)2 =2000(1)計(jì)算Y對(duì)綿回歸直線的斜率系數(shù)。(2)計(jì)算回歸變差和剩余變差。(3)計(jì)算估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。 2212、已知：n=6, Xi =21, Yi =426, Xi =79, Yi =30268, *丫=1481。(1)計(jì)算相關(guān)系數(shù)；(2)建立Y對(duì)的回歸直線；(3)在5%的顯著性水平上檢驗(yàn)回歸方程的顯著性。13、根據(jù)對(duì)某企業(yè)銷(xiāo)售額Y以及相應(yīng)價(jià)格X的11組觀測(cè)資料計(jì)算：XY= 117849, X = 519, Y = 217,X2= 284958,Y2= 49046(1)估計(jì)銷(xiāo)售額對(duì)價(jià)格的回歸直線；(2)銷(xiāo)售額的價(jià)格彈性是多少？14、假設(shè)某國(guó)的貨幣供