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文檔簡介
計量經(jīng)濟(jì)學(xué)總結(jié)復(fù)習(xí)
以試卷為基礎(chǔ)
(一)試卷1,2066-2017國貿(mào)試卷A卷
1,工作培訓(xùn)的理由之一就是提高工人的生產(chǎn)力。假設(shè)要求評估更多的工作培訓(xùn)
能否使工人更具有生產(chǎn)力,不過你沒有工人個人的數(shù)據(jù),而只有某省制造企業(yè)的
數(shù)據(jù),具體而言,對于每一個企業(yè),你都有人均工作培訓(xùn)小時數(shù)(training)和單
位工時生產(chǎn)色合格產(chǎn)品數(shù)(output)方面的信息。
(1)假設(shè)你發(fā)現(xiàn)training與output之間有正相關(guān)關(guān)系,你能否令人信服的證
明工作培訓(xùn)能提高工人的生產(chǎn)力?請解釋
(2)假設(shè)要進(jìn)行項(xiàng)目研究,你認(rèn)為還要哪些數(shù)據(jù)?
參考答案1:
(1)不一定,如果人均工作培訓(xùn)小時數(shù)不是隨機(jī)分配給工人的話,那么發(fā)現(xiàn)
training與output之間有正相關(guān)關(guān)系也不能令人信服的證明了工作培訓(xùn)能提高
工人生產(chǎn)力,若樣本中存在的隨機(jī)擾動項(xiàng)中的重要影響因素與模型中的培訓(xùn)小時
數(shù)相關(guān)時,上訴回歸模型不能夠解釋培訓(xùn)對工人生產(chǎn)力在其他條件不變下的影
響,因?yàn)檫@時出現(xiàn)解釋變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)的情形,這與基本假設(shè)4相矛盾。
(2)需要數(shù)據(jù):員工所受教育水平、小時工資、工作年數(shù)
(1)表格中的?為多少
CO/SE=T所以co=0.000112*(-4.8135)=-00.000539112
(2)受教育年限是否對對數(shù)工資具有顯著影響?請給出證據(jù)
對受教育年限進(jìn)行T檢驗(yàn),假設(shè)HO:pj=O,(即教育年限對對數(shù)工資沒有顯著
影響估計的回歸系數(shù)向的T值為11.63988,取口=0.05,查T表可得自由度為
N-8=526-8=518時的臨界
To.025(518)^0.980064536T0j)=11.63988>1\儂(518)^0.980064536,故拒絕原
假設(shè),認(rèn)為受教育年限對對數(shù)工資具有顯著性影響。
(3)解釋EDUC系數(shù)的含義
在其他情況不變的情況下,受教育年限每增加一個單位,個體工資會增加
0.0791553個單位
(4)有人認(rèn)為,EDUC對工資的影響可能超過10%,請給予回應(yīng)。
在其他條件不變的情況下,在0.05的置信度下EDUC對工資的影響程度為
0.079155,即大約為7.9%o在多元回歸中丫=X0+U,P=(X/X)1X/Y,回歸系數(shù)
是解釋自變量對因變量影響大小的參數(shù),而回歸系數(shù)的符號表示影響的方向。其
大小與樣本個數(shù)無關(guān)。
(5)對方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)
對方程進(jìn)行F檢驗(yàn),假設(shè)HORj=0(即方程不顯著),給定顯著水平為a=0.05
估計回歸方程中F=59.75519,查F統(tǒng)計表自由度為N-8=526-8=518,
K-1=8-1=7,Fa(7,518)心3.24,58.75519>3.24,所以拒絕原假設(shè),認(rèn)為
在置信度為0.05的水平下方程是顯著的。
(6)模型中的變量組合對對數(shù)工資的解釋能力為多少?
由表中數(shù)據(jù)可知:可決系數(shù)即模型中變量組合對對數(shù)工資的解釋能力為
0.442583,調(diào)整后的可決系數(shù)=1-(1-R2)(N-1))/(N-K)=1-525(1-0.442583)/
(526-8)=0.435050,所以調(diào)整后模型中變量組合對對數(shù)工資的解釋能力為
0.435050
(7)寫出上述計量結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)模式形式。
Y=0.4187+0.0792X教育+0.0269X工作經(jīng)歷-0.000539X工作經(jīng)歷的平方
-0.290184X性別+0.052922X婚姻狀況+0.031296X服務(wù)年限0000574X服務(wù)
年限的平方。
T=(4.225748)(11.63988)(5.060949)(-4.8135)(-8.035645)(1.298502)
(4.569957)(-2.447532)
R2=0.442583調(diào)整可決0.435050F=58.75519
(8)有人說,多讀書不如早工作,請做出評價。
在給定顯著水平0.05的情況下,保證其他條件不變,受教育程度對工資的解釋
程度為0.079155,服務(wù)年限對工資的解釋程度為0.031296,因?yàn)?/p>
0.079155>0.031296,即在其他情況不變的前提二,受教育程度對工資的影響大
于服務(wù)年限,故上述說法多讀書不如早工作是不正確的。
(9)有人說,工資性別歧視根深蒂固,請做出評價。
對性別對工資解釋程度進(jìn)行p值顯著檢驗(yàn),在給定顯著水平a=0.05時,假設(shè)
HO:0性別=0,估計模型中P性別=0.1974,大于假定的0.05,故接受原假設(shè),即
認(rèn)為在給定顯著水平0.05的情況下,性別對于工資的影響是不顯著的。不具有
統(tǒng)計學(xué)意義,即上述說法中工資性別歧視根深蒂固是不對的。
(10)本方程需要進(jìn)行序列相關(guān)性判斷嗎?為什么?
需要,方程中的解釋變量中受教育程度可能與性別存在相關(guān)性,根據(jù)上表中的
DW=1.798046,
(11)請寫出至少兩種異方差修正的基本方法。
廣義差分法,對數(shù)變化法
試卷2
1,某研究者研究婦女生育孩子的數(shù)目KIDS和婦女受教育情況EDUC的關(guān)系,
其使用了一元回歸模型,KIDS=PO+P1EDUC+U
⑴,假如該模型的回歸系數(shù)均顯著,該模型是否令人信服地說明了EDUC對KIDS
的真實(shí)影響,請解釋
(2)如果你來進(jìn)行該項(xiàng)目研究,你認(rèn)為還需要哪些數(shù)據(jù)。
參考答案:
(1)不能令人信服。因?yàn)榻⒌倪@個簡單的一元回歸模型中,把大量的因素放
入了隨機(jī)誤差項(xiàng),如收入,年齡,家庭狀況等它們可能是與受教育程度相關(guān)的,
如收入和受教育情況呈正相關(guān),若這些因素被放置在隨機(jī)誤差項(xiàng)里,此時誤差項(xiàng)
與解釋變量是相關(guān)的,經(jīng)典假定4被推翻,因此簡單回歸分析不能解釋教育對生
育率在其他條件不變下的影響。
(2)家庭收入,年齡,政府政策,家庭狀況(兄弟姐妹情況)等
23no
)2334
EOUC4>50n$l01*7169JOQX”O(jiān)OOM
AGE0〃4皿。1M5114S2SO830OOOO
AGC9Q-000909900Q174*600000
OMVM>3831*0070>7
.20U62I1417406>24?<&300.0105
(1).表中?為多少SE=C0/T=1.459460
(2).LCIGPRIC的影響是否顯著
由上表可知,.LCIGPRIC對CIGS的解釋程度進(jìn)行p值顯著檢驗(yàn),在給定
顯著水平a=0.05時,假設(shè)HO:PLCIGPRIC=O,估計模型中PLCIGPRIC=0.2334,大
于假定的0.05,故接受原假設(shè),即認(rèn)為在給定顯著水平0.05的情況下,香煙價
格對于每天吸煙量的影響是不顯著的,不具有統(tǒng)計學(xué)意義。
(3)對方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)
由上表可知,F(xiàn)=6.376814R2=0.052911,K=8根據(jù)公式F=(N-K)R2/
((1-R2)(K-1)),計算得出,N=24o
對方程進(jìn)行F顯著性檢驗(yàn)。假設(shè)HO:Bj=O(即方程不顯著),給定顯著水平為。
=0.05估計回歸方程中F=6.376814,查F統(tǒng)計表自由度為N-8=24-8=16,
K-1=8-1=7,Fa(7,16)七3.51,6.376814>3,51,所以拒絕原假設(shè),認(rèn)為在
置信度為0.05的水平下方程是顯著的。
(4)方程的解釋能力為多少?
由表中數(shù)據(jù)可知:可決系數(shù)即模型中變量組合對對數(shù)工資的解釋能力為
0.052911,調(diào)整后的可決系數(shù)=1?(1-R2)(N-1))/(N-K)=1-23(1-0.052911)/
(24-8)=0.044616,所以調(diào)整后模型中變量組合對對數(shù)工資的解釋能力為
0.044616
⑸寫出上述計量結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)形式
Y=-2.682462-0.025449X1+0.869015X2-0.501751X3+0.774502X4-0.009069X
5-0.559236X6-2.865621X7
T=(-0.110751)(-0.147155)(1.192451)(-3.001497)(4.825083)(-5.187825)
(-0.383180)(-2.564530)
R2=0.052911調(diào)整R2=0.44616F=6.376814
⑹有人認(rèn)為相對年齡,教育對人的吸煙影響更大,請給出評價。
在給定顯著水平0.05的情況下,保證其他條件不變,年齡對每天吸煙量的解釋
程度為0.774502,教育對每天吸煙量的解釋程度為-0.501753,因?yàn)?/p>
0.774502>0.501753,即在其他情況不變的前提工,年齡對每天吸煙量的影響大
于教育,故上述說法,相對年齡,教育對人的吸煙影響更大是不正確的。、
(7)香煙價格對吸煙量明顯有影響嗎?根據(jù)上表的分析結(jié)果,請給出評價。
對香煙價格進(jìn)行T檢驗(yàn),假設(shè)HO:Pj=O,(即香煙價格對吸煙量沒有顯著影響)
估計的回歸系數(shù)百的T值為-0.147155,取a=0.05,查T表可得自由度為
N-8=24-8=16時的臨界值To.025(16)^1.746T(pj)=O.147155<To.o25(16)
0.980064536,故拒絕原假設(shè),認(rèn)為香煙價格對吸煙量不具有顯著性影響。
(8)禁煙有效果嗎?請根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果,作出評價。
由上表數(shù)據(jù)可知,禁煙是有效果。在給定顯著水平a=0.05時,進(jìn)行p值檢驗(yàn),
對禁煙對每天吸煙量的解釋程度為2.865621,其對應(yīng)p值為0.0105<0.05,所
以拒絕原假設(shè),即在給定顯著水平為0.05時,認(rèn)為禁煙對每天吸煙量有顯著影
響,且在其他條件不變的情況下,禁煙力度每增加1個單位,每天吸煙量減少
2.855621個單位。即認(rèn)為禁煙是由顯著效果的。
(9)AGESQ的計量效果如你所預(yù)期嗎?為什么?
有上表的數(shù)據(jù)可知,在顯著水平為0.05時,AGESQ的0系數(shù)為0009069。在
模型中加入年齡的平方項(xiàng),是原作者假設(shè)吸煙量和年齡類似于二次曲線的性質(zhì)。
且其B系數(shù)為負(fù),表明圖像呈現(xiàn)倒U型。即在過了某個時間節(jié)點(diǎn)之后,年給與
吸煙量成負(fù)相關(guān),這是符合預(yù)期期望的,過這個時間年齡節(jié)點(diǎn)夠,隨著年齡的增
長,人身體索質(zhì)逐漸變差,吸煙量逐漸減少。
(10)相對其他人來說,一個多接受4年教育的白種人其每天吸煙量有多大
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