李子奈潘文卿計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第二版)課后習(xí)題答案

1、醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 #/5 /5經(jīng)典單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：一元線性回歸模型1、答：計(jì)崑經(jīng)濟(jì)學(xué)所研究的變鼠是具有因果關(guān)系的隨機(jī)變量，變量Z間是相關(guān)關(guān)系，而非確定性的函數(shù)關(guān)系，作為被解釋變屋除了受解釋變最的影響Z外，還受到其他各種因素的影響，而在一個(gè)回歸模型中，不可能反映所有的對(duì)被解釋變鼠有影響的變甌因而理論模型就要求有一個(gè)變駅來(lái)代表那些所有無(wú)法在模型中列出來(lái)且対解釋變晟有影響的隨機(jī)變最，這個(gè)變最就是隨見(jiàn)干擾項(xiàng)。1、答：計(jì)鼠經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸分析中，只有如卜四種表示方式:(1)總體回歸模型：(2)總體回歸方程：E(Y|XJ=0o+0】Xt(3)樣本回歸方程：丫詡o+AXt+q(4)樣本回歸方程：八八

2、八其中殘差可以用表示，除此Z外的表達(dá)方式都是錯(cuò)誤的。因此（2）、（6）、（7）為正確的表達(dá)方式。2、答：基本假設(shè)：解釋變鼠是確定性的：隨機(jī)干擾項(xiàng)貝有0均值和同方差；隨機(jī)干擾項(xiàng)在不同樣本點(diǎn)Z間不存在序列相關(guān)；隨機(jī)干擾項(xiàng)與解釋變量么間不相關(guān)：隨機(jī)干擾項(xiàng)服從o均值、同方差的正態(tài)分布。違背基本假設(shè)的計(jì)宣經(jīng)濟(jì)學(xué)模型可以估計(jì)，但是不能使用最小二乘法。3、不可以。E（ll=表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的期塑，是總體隨機(jī)誤差的平均數(shù)；實(shí)際上表示的是EfuJXii即表示在X取特定值Xj的情況廠隨機(jī)干擾項(xiàng)代表的因素對(duì)Y的平均影響為Oo而豐工口表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的一個(gè)樣本的平均值，而樣本平均值只是總體平均值（期塑）的一個(gè)估打量，不能

3、簡(jiǎn)單講兩者等同起來(lái)。4、代入計(jì)算即可得到結(jié)論：（1）&距項(xiàng)和斜率項(xiàng)均是原回歸系數(shù)的10倍（2）斜率項(xiàng)不變，截距項(xiàng)増加2個(gè)單位6、當(dāng)解釋變最的觀測(cè)值同比例變化式同時(shí)増加某一幅度時(shí)，回歸系數(shù)（截距項(xiàng)和斜率）不會(huì)發(fā)生變化，因而不會(huì)影響到解釋變鼠的擬合值和殘差。因?yàn)闊o(wú)論如何變化，最終得到的式子都是對(duì)人回歸。（備注:題目中針對(duì)Y的擬合值和殘差）。證明:回歸模型YL=p0+PA+叫的樣本回歸模型可記為*二&。+鈉+ej（1）乘上&記X=8Xp則X；對(duì)*的樣本回歸模型為:丫嚴(yán)爲(wèi)+龜盯+即即Yt=$0+25Xt+時(shí)比較、，知道都是對(duì)的回歸（2）加上&記為Xf=X+8,則X；對(duì)Yj回歸模型可記為:Yi=Yo+Y

4、aX；+e/即為：YL=y0+Yi（人+6）+即也即為:Yl=（Yo+8ya）+%Xi+時(shí)比較、，仍為Yj對(duì)Xj的回歸分析。7、解：根據(jù)題意，知：X=X-Y根據(jù)最小二乘法，得到：醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 /5 #/5醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 #/5 #/5醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 #/5 #/5由于y=0,x=0,故有I6二窘企，九=0,離差形式下，只有斜率項(xiàng)，沒(méi)有截距項(xiàng)。8、解：根據(jù)題意，得：9、證明醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 #/5 #/5=3o+Ax=（Y-Ax）+Ax=Y（2）根據(jù)一元回歸模型OLS估計(jì)正規(guī)方程組的第一個(gè)正規(guī)方程:工（X九善）=0,得到工9=0,醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案

5、#/5 #/5（3）根據(jù)一元回歸模型0LS估計(jì)正規(guī)方程組的第二個(gè)正規(guī)方程:工（-久-介普風(fēng)，得到工eX嚴(yán)0工収=工9&+介&）。工勺+介工勺普10、解：（1）根據(jù)題意醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 #/5 #/54）=Y-X=21.22隨機(jī)干擾項(xiàng)方差的估計(jì)值:醉客天涯Z計(jì)扯經(jīng)濟(jì)學(xué)答案醉客天涯之計(jì)厳經(jīng)濟(jì)學(xué)答案 /5 /5a一工中工（X一九一介圣尸on-2n-2工（X+用+BE-2九X-2介兀丫+2時(shí)2n-2工適+屈+6工疋-九工X-2吃XX+2怖工善n-2=77.6=0.0484一.5913,/仁工叮n工（善-疔0J工（善-X）工彳=620.81,（X-Y）2=工X?-10Y=10090Ye；620.

6、81R=1一廠厶_“=1一=0.9365工（-Y）10090在5%的顯著性水平卜，自由度為10-2的臨界值為t0025（8）=2.306,故0。：0】的95%的置信區(qū)間分別為：（0-taXSA，A+t,xS.）（A-taxSA，A+taxSA）/=（1.4085,41.0315）=（0.4227,0.6460）由于A=o不在A的置信區(qū)間內(nèi)，故拒絕零假設(shè)A=11解：具體步驟參見(jiàn)我上傳的“eviews60實(shí)際案例操作”Equation;UHTITLEDTorkfile:Y-GDP;sUnt.口回區(qū)|ViewPnxObjectPrintName：“FrE亡z亡:EstjmoteForEiostJst

7、atsRsids|CoefficientStd.Error卜StatisticProb.C556.6477220.89432.5199730.0199GDP0.1198070.00527322.722980.0000Rsquared0.960918Meandependentvar4188.627AdjustedR-squared0.959057S.D.dependorrt燉3613.700S.E.ofregression731.2086Akaikeinfocriterion16.11022Sumsquaredresid11227988Schwarzcriterion16.20895Loglik

8、elihood-183.2675Hnnan-Quinncriter.16.13505statistic516.3338Durbin-Watsonstat0.347372Prob(F-statistic)0.000000(1)DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:04/18/12Time:18:45Sample:19782000Includedobservations:23=556.65+0.1198GDE(2.52)(22.72)R2=0.96094=0.11984=0.1198,表示在19782000年期間，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每増加1億元，財(cái)政收入増

9、加0.1198億元。在H由度為5%的顯著性水平下,H由度為23-2=21的t分布的臨界值為2.08,而截距項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)雖值為2.522.08,斜率的t統(tǒng)計(jì)戢為22.722.08,W此兩參數(shù)在統(tǒng)計(jì)雖上是顯著的。另外，樣木可決系數(shù)R2=0.9609表明，財(cái)政收入96%的變化可以山國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化來(lái)解釋，回歸直線的擬合程度很好。根據(jù)回歸模型=556.65+0.1198GDE，當(dāng)2001年GDP值為105709億元時(shí)，財(cái)政收入預(yù)測(cè)值:13220.592.08x425.75進(jìn)彳亍單值的區(qū)間預(yù)測(cè)代入公式預(yù)測(cè)：&QQ1-Q25X辿0%001+t(025X)結(jié)果為(11460.59,14980.54)最后預(yù)測(cè)財(cái)政收入均值