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計量經濟學龐浩第二版課后習題含2030130518計量經濟學龐浩第二版課后習題含2030130518計量經濟學龐浩第二版課后習題含20301305182.7設銷售收入X為講解變量,銷售成本Y為被講解變量?,F(xiàn)已依照某百貨公司某年12個月的相關資料計算出以下數(shù)據(jù):(單位:萬元)2(XX)425053.73X647.88t2(YtY)262855.25(XtX)(Yt(1)擬合簡單線性回歸方程,并對方程中回歸系數(shù)的經濟意義作出講解。(2)計算可決系數(shù)和回歸估計的標準誤差。(3)對2進行顯然水平為5%的顯然性檢驗。(4)假定下年1月銷售收入為800萬元,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。練習題2.7參照解答:(1)建立回歸模型:Yi12Xuii用OLS法估計參數(shù):iiii222ii12估計結果為:YXii說明該百貨公司銷售收入每增加1元,平均說來銷售成本將增加0.7863元。(2)計算可決系數(shù)和回歸估計的標準誤差可決系數(shù)為:2R2222??y?(x)xi2i2i222yyyiii2練習題3.1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個省市的截面數(shù)據(jù)估計結果以下:?Y0i151.0263.1179XX1i2it=(-3.066806)(6.652983)(3.378064)R2=0.934331R20.92964F=191.1894n=31(1)從經濟意義上察看估計模型的合理性。(2)在5%顯然性水平上,分別檢驗參數(shù)1,的顯然性。2(3)在5%顯然性水平上,檢驗模型的整體顯然性。3.2依照以下數(shù)據(jù)試估計偏回歸系數(shù)、標準誤差,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練習題參照解答練習題3.1參照解答有模型估計結果可看出:旅游社職工人數(shù)和國際旅游人數(shù)均與旅游外匯收入正相關。平均說來,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t由于3個參數(shù)t統(tǒng)計量的絕對值均大于(313)2.048t,說明經t檢驗3個參數(shù)均顯著不為0,即旅游社職工人數(shù)和國際旅游人數(shù)分別對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,說明旅游社職工人數(shù)和國際旅游人數(shù)聯(lián)合起來對旅游外匯收入有顯然影響,線性回歸方程顯然建立。第四章練習題4.3參照解答:(1)參數(shù)估計結果以下ln( )3.0601.657ln(GDP)1.057ln(CPI)進口(0.337)(0.092)(0.215)22(括號內為標準誤)(2)居民花銷價格指數(shù)的回歸系數(shù)的符號不能夠進行合理的經濟意義講解,且且CPI與進口之間的簡單相關系數(shù)表現(xiàn)正向變動??赡軘?shù)據(jù)中有多重共線性。計算相關系數(shù):(3)最大的CI=108.812,表示GDP與CPI之間存在較高的線性相關。(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對進口分別有顯然的單一影響,在這兩個變量同時引入模型時影響方向發(fā)生了改變,這只有經過相關系數(shù)的分析才能發(fā)現(xiàn)。(5)若是不過是作展望,能夠不在意這種多重共線性,但若是是進行結構解析,還是應該引起注意。第五章5.3下表是2007年我國各地區(qū)農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年我國農村居民家庭人均花銷支出對人均純收入的線性回歸模型。(2)采用合適方法檢驗模型可否在異方差,并說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方法檢驗異方差,則White檢驗結果見下表:HeteroskedasticityTest:White由上述結果可知,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);二是各省市經濟發(fā)展不平衡,使得一些省市農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)用加權最小二乘法修正異方差,分別選擇權數(shù)111w1,w2,w32XXX,經過試算,認為用權數(shù)w3的收效最好。結果以下:書寫結果為?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)生產總值(Y)與固定財富投資額(X)的數(shù)據(jù)。表6.9地區(qū)生產總值(Y)與固定財富投資額(X)單位:億元年份地區(qū)生產總值(Y)固定財富投資額(X)年份地區(qū)生產總值(Y)固定財富投資額(X)19801402216199031245441981162425419913158523198213821871992357854819831285151199340676681984166524619944483699198520803681995489774519862375417199651206671987251741219975506845198827414381998608895119892730436199970421185200087561180要求:(1)使用對數(shù)線性模型LnYt12LnXu進行回歸,并檢驗回歸模型的tt自相關性;(2)采用廣義差分法辦理模型中的自相關問題。**(3)令tt1XtX/X(固定財富投資指數(shù)),YtYt/Yt1(地區(qū)生產總值增加指數(shù)),使用模型**LnYtLnXv1,該模型中可否有自相關?2tt練習題6.5參照解答:(1)對數(shù)模型為ln(Y)=2.1710+0.9511ln(X)t=(9.0075)(24.4512)R2樣本量n=21,一個講解變量的模型,5%顯然水平,查DW統(tǒng)計表可知,dL,dU,模型中DW<dL,顯然模型中有自相關。(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t*LX回歸,得t?*1.47720.9060YtX*tt=()()R2模型中DW=1.4415>dU,說明廣義差分模型中已無自相關。?11最后的模型為Ln(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,說明廣義差分模型中已無自相關。第七章7.1表7.11中給出了1970-1987年時期美國的個人花銷支出(PCE)和個人可支配收入(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)。表7.111970-1987年美國個人花銷支出(PCE)和個人可支配收入(PDI)數(shù)據(jù)年份PCEPDI年份PCEPDI年份PCEPDI估計以下模型:PCEtA1A2PDIttPCEtB1B2PDItBPCE3t1t(1)講解這兩個回歸模型的結果。(2)短期和長遠邊緣花銷傾向(MPC)是多少?練習題7.1參照解答:1)第一個模型回歸的估計結果以下,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第二個模型回歸的估計結果以下,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?。粡哪P投@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遠邊緣花銷傾向,我們能夠從庫伊克變換倒推獲取長遠(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為生產設備使用率。1)生產設備使用率對通貨膨脹率的短期影響和總的影響分別是多大?2)若是庫伊克模型為Ytb1b2Xtb3Yt1t,你怎樣獲取生產設備使用率對通貨膨脹率的短期影響和長遠影響?練習題7.7

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