元線性回歸模型習(xí)題及答案解析

1、元線性回歸模型、單項(xiàng)選擇題1、變量之間的關(guān)系可以分為兩大類 。AA函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系B線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系C正相關(guān)關(guān)系和負(fù)相關(guān)關(guān)系D簡單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系2、相關(guān)關(guān)系是指 。 DA變量間的非獨(dú)立關(guān)系B變量間的因果關(guān)系C變量間的函數(shù)關(guān)系D 變量間不確定性的依存關(guān)系3、進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)的兩個(gè)變量 。AA都是隨機(jī)變量B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 引馬？XtBE(Y)oiXtC Ytoi Xt UtD Y o i Xt5、參數(shù)的估計(jì)量 ？具備有效性是指。 BA var（ -）=0 bC （ ?一 ）

2、= 0 Dvar ( ?)為最小(?)為最小6、對于Y -0 ?Xi e ,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，Y?表示回歸值，則A " 0時(shí)，（Yi-Y-i> 0B ?= 0時(shí),(Yi-S?i)2= 0C ” 0時(shí)，(丫廠吊)為最小D ?= 0時(shí)，(丫丫?)2為最小7、設(shè)樣本回歸模型為 丫尸？0?Xi+G ,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 XBn XiYi-n Xi2-Xi YI i2-Xi1 =XiY-nXYXi2-nX2口 ? n XiYi- Xi YiD ?=2x8、對于Yi= ?0?Xj +0 ,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系

3、數(shù)，則有。DA ?= 0時(shí)，r=1B ?= 0 時(shí)，r=-1C ?= 0時(shí)，r=0D ?= 0時(shí)，r=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 Y?=356 1.5X ,這說明。 DA產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本增加356元B產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少元C產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均增加356元D產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少元10、在總體回歸直線 E (Y?) = 01X中，1表示。 BA 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),丫增加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

4、個(gè)單位11、對回歸模型 Yi= 01Xi+u i進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定u i服從。 C2A N (0,i )Bt(n-2)C N (0,2)Dt(n)12、以Y表示實(shí)際觀測值， 丫表示回歸估計(jì)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是 使。 DA(丫 Y)=0B(YiY) 2= 0C(Y=？)=最小2D(Y=？)=最小13、設(shè)丫表示實(shí)際觀測值，V表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立 。 DA Y? = YB Y?= YC Y?=YD Y?= Y14、用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型 Y尸01Xj+u一則樣本回歸直線通過點(diǎn) DA(X, Y)B(X, Y?)c(X, Y?)d(X, Y)15、以丫表示實(shí)際觀測值，

5、表示OLS估計(jì)回歸值，則用 OLS得到的樣本回歸直線Y?i= ?0?Xi 滿足。AA(YiYi)= 0B(Yi-Yi)2= 0C(Yi-Yi)2= 0dQYj2= 016、用一組有30個(gè)觀測值的樣本估計(jì)模型Yi= 01Xj+u-在的顯著性水平下對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。 DA (30) B (30) C (28) D (28)17、已知某一直線回歸方程的判定系數(shù)為，則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為。 BAB C D18、相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是。 DB r >1C 0WrW1 D -1<r<119、判定系數(shù)F2的取值范圍是A R2

6、 w -1B R2>120、某一特定的X水平上，總體。C C 0<R2< 1DY分布的離散度越大，即。1 < R2W 12越大,則.A預(yù)測區(qū)間越寬，精度越低 C預(yù)測區(qū)間越窄，精度越高 22、如果X和Y在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立,B預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測誤差越小D預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測誤差越大-1 C 0則相關(guān)系數(shù)等于D823、根據(jù)決定系數(shù) W與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng) R2=1時(shí)，有A F =1=-1=0024、A.和在C D生產(chǎn)函數(shù) 和是彈性 是彈性AL K 中，_和是彈樂 是彈性25、回歸模型Y1Xi5中，關(guān)于檢驗(yàn)H。:10所用的統(tǒng)計(jì)量:i Var ( ?1)卜列說法正確的是A服從2( n

7、 2)C服從2(n 1)26、在二元線性回歸模型DYiA 當(dāng)X2不變?nèi)誜1每變動(dòng)一個(gè)單位B當(dāng)X1不變?nèi)誜2每變動(dòng)一個(gè)單位服從t (n 1)服從t (n 2)1 X 1i2X 2iY的平均變動(dòng)。Y的平均變動(dòng)。Ui中， 1表不C F =0C當(dāng)X1和X2都保持不變時(shí)，Y的平均變動(dòng)。D當(dāng)X1和X2都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)， Y的平均變動(dòng)。27、在雙對數(shù)模型lnYiA Y關(guān)于X的增長量C Y關(guān)于X的邊際傾向In 011nxiB YD YUi中,1的含義是關(guān)于X的增長速度 關(guān)于X的彈性26、根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出丫對人均收入X的回歸模型為lnY 2.00 0.75lnXi ,這表明人均收入每增加1 %

8、,人均消費(fèi)支出將增加C28、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A與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān) C與被解釋變量不相關(guān)與殘差項(xiàng)不相關(guān)與回歸值不相關(guān)29、根據(jù)判定系數(shù) W與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng) 胃=1時(shí)有=1?=-1? ?30、下面說法正確的是 A.內(nèi)生變量是非隨機(jī)變量C.外生變量是隨機(jī)變量?=00?B.? ?D.?=0D前定變量是隨機(jī)變量外生變量是非隨機(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 A.內(nèi)生變量 B.外生變量C.虛擬變量D.前定變量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

9、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A.控制變量B.政策變量C.內(nèi)生變量D.外生變量二、多項(xiàng)選擇題1、指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系 。 ACDA家庭消費(fèi)支出與收入B商品銷售額與銷售量、銷售價(jià)格C物價(jià)水平與商品需求量E學(xué)習(xí)成績總分與各門課程52、一元線性回歸模型 丫產(chǎn)A E(ut) 0BC cov(ut,us) 0 DE Ut N(0, 2)3、以Y表示實(shí)際觀測值，。 ABEA 通過樣本均值點(diǎn)(BYi= Yic(Yi-Yi)2= 0d(YiYi)2=0Ecov(Xi,ei)=0D小麥高產(chǎn)與施肥量數(shù)0iXi+u i的經(jīng)典假

10、設(shè)包括var(ut)2Cov(xt,ut) 0Y表示OLS估計(jì)回歸值，eX, Y)。 ABCDE表示殘差，則回歸直線滿足4、Y?表示OLS估計(jì)回歸值,u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，e表示殘差。如果 Y與X為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的 。 ACA E (Yi) = 0 iXiBYi= ?0?XiCYi= ?0?XieiD Y?i= ?0?Xi eiE E(Yi戶?03Xi5、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+uiC Yi= 2 ?X i uiD Y?i= ?0 ?Xi uiE Yi= ?0 2

11、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= 0 iXi+u i的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無偏估 計(jì)量，則要求 。 ABCDE2A E(ui )=0BVar(u i)=C Cov(u i ,uj)=0 D ui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)。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 。ABDEA通過樣本均值點(diǎn)（X,Y）B Y 丫c （Y 的2 0d e 0E C

12、ov（Xi，eJ 010、由回歸直線丫尸A是一組估計(jì)值C是一個(gè)幾何級數(shù)。ADE0 ?X i估計(jì)出來的用值B是一組平均值D可能等于實(shí)際值YE與實(shí)際值丫的離差之和等于零 11、反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標(biāo)有回歸系數(shù)回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)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、對于樣本回歸直線丫產(chǎn)?Xj ,回歸變差可以表不為。ABCDE(Yi-Yi)2-(丫= 丫?)?2(Xi-Xi)2R2(Yi-Yi)2(S?i-Yi)21(Xi-Xi)(Yi-Yj13對于樣本回歸直線 窄=?Xj , ?為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中， 正確的有1-?21。 ABCDE(S?i-Yi)2(Yi-Yi)

13、2(Yi-Yi)2(YiYi)2(xX)2(YiYi)2(XiXi)(YYj(Yi-Yi)22 ,1?( n-2)L ,一、)(Yi-Y214、下列相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有。ABCDEXY-XYX Y(XiXi)(YiYi)n x ycov (X,Y)X Y(Xi-Xi) (丫廠 Y)(XiX)2(丫廠Y)2XiYi -nXgYXi-Xi)2YiYi2。BCE15、判定系數(shù)R2可表示為 c2 RSSR = TSS2 ESS R =TSSd2 d RSSR =1- TSS2 . ESS R =1-TSSR2= essESS+RSS16、線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差ei滿足。ACDEae

14、=0BeYi=0CeM =0d林=0E cov(X i ,ei )=017、調(diào)整后的判定系數(shù)R2的正確表達(dá)式有。 BCD,(丫 Yi)2/(n-1)A 1ii_-_-B1 -(丫 Yi)2/(n-k)C 1 (1-R2) (n-1)DR2(n-k-1)E 1 (濟(jì)2) (n-1)18、對總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)所用的(Yi-Yi)2/(n-k-1)(Yi Yi)2/(n-1) _ 2k(1-R )n-k-1F統(tǒng)計(jì)量可表示為 BCESS/(n-k)RSS/(k-1)2R2/(k-1)2(1-R )/(n-k)ESS/(k-1)RSS/(n-k)2(1-R2)/(n-k)2R /(k-1)

15、匚 R2/(n-k)匕 2(1-R )/(k-1)三、名詞解釋函數(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)測點(diǎn)預(yù)測區(qū)間預(yù)測擬合優(yōu)度殘差四、簡答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

16、，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) Ut的方差與t無關(guān)，為一個(gè)常數(shù)。無自相關(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2項(xiàng)Ut服從均值為0,方差為的正態(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的樣本中變量 y與x的相互關(guān)系。建立模型的不同?？傮w回歸 模型是依據(jù)總體全部觀測資料建立的， 樣本回歸模型是依據(jù)樣本觀測資料建立的。 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

17、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)算上的內(nèi)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)變量是對等的。對兩個(gè)變量x與y而言，相關(guān)分析中：rxy ryx；但在回歸分析中，yt b0 ? Xt和xt 20 al yt卻是兩個(gè)完全不同的回歸方程?；貧w分析對資料的要 求是：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)分析對資料

18、的要求是兩個(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?分別為觀測值yt和隨機(jī)誤差項(xiàng)Ut的線性函數(shù)或線 性組合。無偏性，指參數(shù)估計(jì)量 X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)，指在所有的線性無偏估計(jì)量中，最小二乘估計(jì)量 R,和口的 方差最小。6、簡述BLUE的含義。答：在古典假定條件下，OLS估計(jì)量£和R是參數(shù)bo和bi的最佳線性無偏估計(jì)量，即BLUE這一結(jié)論就是著名的高斯馬爾可夫定理。7、對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，還要對每個(gè)回歸系

19、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Ρ唤忉屪兞康墓餐绊懯欠耧@著。 通過了此F檢驗(yàn)，就可以說模型中的全部解釋變量對被解釋變量的共同 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出口數(shù)量數(shù)據(jù),年度1986198719881989199019911992199319941995X16814512813814513512711110294Y661631610588583575567502446379X

20、:年均匯率(日元/美元)Y：汽車出口數(shù)量(萬輛)問題：(1)畫出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 ,(XX)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 R 2= F=解釋參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。解答：(1)散點(diǎn)圖如下：叩(X X)(Y 丫)16195.4 rXY,二=(X X)2 (Y Y)24432.1 68113.6(3)截距項(xiàng)表示當(dāng)美元兌日元的匯率為0時(shí)日本的汽車出口量，這個(gè)數(shù)據(jù)沒有實(shí)際意義；斜率項(xiàng)表示汽車出口量與美元兌換日元

21、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)引起日本汽車出口量上升萬輛。2、已知一模型的最小二乘的回歸結(jié)果如下：Y?i =101.4-4.78X i標(biāo)準(zhǔn)差 ()()n=30 R 2=其中，Y：政府債券價(jià)格(百美元)，X：利率(%?；卮鹨韵聠栴}：(1)系數(shù)的符號是否正確，并說明理由；(2)為什么左邊是 而不是Yi；(3)在此模型中是否漏了誤差項(xiàng)Ui；(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)表示在 X取0時(shí)Y的水平，本例中它沒有實(shí)際意義；系數(shù)（一）表明利率 X每上升一個(gè)百分點(diǎn)

22、，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 j = Yi u j得（?i=15 0.81Y it 值（）（）n=19 R 2=其中，C:消費(fèi)（元）Y:收入（元）已知 to.025（19） 2.0930 , to. （19） 1.729, to.025（17） 2.1098 , t0.05（17） 1.7396。問：（1）利用t值檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性（a=）；（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)0 , H1:0統(tǒng)計(jì)量t =,臨界值t0.025（17） 2.1098 ,由于 >,故拒絕原假設(shè) 出 0,即認(rèn)為參 數(shù) 是顯著的。?.？（2）由

23、于 t -，故 sb（ 7） "- 0.0433 。sb（ ?）t 18.7（3）回歸模型R2=,表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81%即收入對消費(fèi)的解釋能力為81 % ,回歸直線擬合觀測點(diǎn)較為理想。4、已知估計(jì)回歸模型得Y =81.72303.6541 X i且 (xX)2= 4432.1,(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(X X)22(Y Y)23.65412 4432.168113.6相關(guān)系數(shù)：r . R25、有如下表數(shù)據(jù),0.8688 0.9321日本物價(jià)上漲率與失業(yè)率的關(guān)系年份物價(jià)上漲率（% &失業(yè)率（衿U1

24、986198719881989199019911992199319941995（1）設(shè)橫軸是U,縱軸是&,畫出散點(diǎn)圖。（2）對下面的菲力普斯曲線進(jìn)行OLS估計(jì)。1&=+U u(3)計(jì)算決定系數(shù)。答：(1)散點(diǎn)圖如下:3,52,51,5N L S率漲上價(jià)物2 O,5O(2)7、根據(jù)容量n=30的樣本觀測值數(shù)據(jù)計(jì)算得到下列數(shù)據(jù)：2- 一 2-XY=146.5, X=12.6, Y=11.3,X= 164.2,Y2= 134.6 試估計(jì)Y對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，請回答以下問題:表2-4總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y8044517061X124

25、6118(1)倩計(jì)這個(gè)行業(yè)的線性總成本函數(shù)：(2)b?0和？1的經(jīng)濟(jì)含義是什么?i=b?0 +&X i(3)估”廠里為10時(shí)日勺總成本。9、有10戶家庭的收入(X,元)和消費(fèi)(表2 510戶家庭的收入(X)與消費(fèi)Y,百元)數(shù)據(jù)如表Y)的資料2- 5。X20303340151326383543Y79811548109101)建立消費(fèi) Y對收入X(2)說明回歸直線的代表性及解釋能力。(3)在95%勺置信度下檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性。(4)在95%勺置信度下，預(yù)測當(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 =，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn) ？= 8誤差，樣本容量n=62o求：(1)剩余變差；(2)決定系數(shù)；(3)總變差。11、在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料：2_22X=16, Y=10,n=20,r=0.9, (Yi -Y)2 =2000(1)計(jì)算Y對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。_2_2 _12、已知：n=6, Xi =21, Yi=426, Xi =79, Yi =30268, XiYi=1481°(1)計(jì)算相關(guān)系數(shù)；(2)建立Y對的回歸直線；(3)在5%勺顯著性水平上檢驗(yàn)回歸方程的顯著性。13、根據(jù)對某企業(yè)銷售額Y以及相應(yīng)價(jià)格X的11組觀測資料計(jì)算：22XY = 117849, X=519