計量經(jīng)濟學(xué)練習(xí)題答案

1、Ch1一、單選題1-15DBBCACCCCDCCBBC二、多選題1、CD2、AB3、ABCD4、ABCD5、ABCDCh2、I- 10DBAACCADABII- 20DCCABBADCD21-25DCDCC.、I- 5ACDABCDEABEACBE6-10CDEABCDECDEABDEABDEII- 17ABCDEABCDEABCDEBCEACDEBCDBCCh31-10DDCBACCCBC11-20CDAACDDABA21-27BDDBAACCh41-25DCABCCADBBCBBEDDACDAACABCCh51-23ADAADABBAABBADEBADBCADACh61-25DBADDAC

2、DBBDBBDBEAAACDDCDACh71-20ADCBCBDCACADDDDBADBC21-22ABCDABCCh81-20ABBBBCBBDABCAAACBBBD21-22ABCDBCECh91-15DDCDABBAAACCADBCh101-14ABCADADABCADDDCh111-14DBBABADBCBBADD15-18ABCDABCDEABCDACDE一、計算題1、(1)方差分析表變差來源平方和(SS)自由度(df)方差來自回歸(ESS)35965217982.5來自殘差(RSS)77126.417總變差（TSS）3604214(2) 可決系數(shù)為：R2=ESS/TSS=35965

3、/36042=0.99786dca77修正的可決系數(shù)：R10.99750715336042179825（3）F17982.52802.322可得f>F3.896.417這說明兩個解釋變量X2和卜3聯(lián)合起來對被解釋變量有很顯著的影響，但是還不能確定兩R2(2)ESS106.58TSS108.380.982R21(1R2)Tnk1(10.982)190.98017(3)可以利用F統(tǒng)計量檢驗X2和X3對丫的聯(lián)合影響。R2/（k1）孕沁502.736FRSS/170.106(或(1R)/(nk)因為4.45，X2和X3對丫的聯(lián)合影響是顯著的。23、（1）R(2)R2ESS321946.8TSS4

4、53670R2)g1nk0.7096(1(10.7096)140.630411(3)2enk.11974.84109.4296ESS/(k1)RSS/(nk)匹泄8.961811974.84個解釋變量X2和.X3各自對丫都有顯著影響。2、（1）見下表變差來源平方和自由度（d.f）平方和的均值（MSS）源于回歸（ESS）106.58253.29源于殘差（RSS）1.8170.106總變差（TSS）108.38194、（1）因為總變差的自由度為12=n-1，所以樣本容量：n=12+1=13因為TSS=RSS+ESS殘差平方和RSS=TSS-ESS=382-365=17回歸平方和的自由度為：k-1=

5、3-1=2殘差平方和RSS的自由度為：n-k=13-3=10（2）可決系數(shù)為：R2=ESS/TSS=365/382=0.955513117修正的可決系數(shù)：R10.9466133382(3)這說明兩個解釋變量X2和.X3聯(lián)合起來對被解釋變量有很顯著的影響，但是還不能確定兩個解釋變量X2和.X3各自對丫都有顯著影響。5、樣本容量n=19、殘差平方和為29.44，回歸平方和的自由度為3.提出原假設(shè)：i0(i=2,3n)備擇假設(shè)：i0(i=2,3n)構(gòu)造檢驗統(tǒng)計量fESS/(k1)120.54/320.47RSS/(nk)29.44/15在顯著性水平為0.05，F(xiàn)統(tǒng)計量臨界值，說明模型中的解釋變量對被

6、解釋變量存在聯(lián)合顯著性影響。二、計算分析題1、(1)4.2611；0.00442的估計?2為：575424.5/(31-2)=19842.2241(2)回歸分析結(jié)果的報告格式為：PCEE=160.9073+0.7842PDIt(37.7618)(0.0044)t=(4.2611)(178.9205)於=0.9991SE=140.8624DW=2.2345F=32012.53(3) 經(jīng)濟意義檢驗：人均可支配收入每增加1元，平均來講，人均消費支出增加0.7842元；統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，在廣東省城鎮(zhèn)居民人均消費支出的總變差中，有99.9%可以由人均可支配收入做出解釋。F統(tǒng)計量的值顯著，及t值顯

7、著，廣東省城鎮(zhèn)居民人均消費支出與人均可支配收入的線性關(guān)系是顯著的，人均可支配收入對人均消費支出的影響顯著。計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值du<2.23<4du，說明無自相關(guān)。2、(1)t0.025(17)2.1098t的T檢驗：t=1.333>2.1098，因此InK的系數(shù)不顯著。LnK的T檢驗:1.18>2.1098，因此lnL的系數(shù)不顯著。(2) 可能是由于時間變量的引入導(dǎo)致了多重共線性。(3) 時間t和lnK相關(guān)性很強，存在多重共線。(4) 剔除時間變量t重新建立回歸模型。3、(1)在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)旅行社職工人數(shù)每增加1人，平均說來旅游外匯收入

8、會增加0.1179百萬美元，與預(yù)期的一致。在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)國際旅游人數(shù)每增加1萬人次，平均說來旅游外匯收入會增加1.5452百萬美元，與預(yù)期的一致。(2) 擬合優(yōu)度刻畫解釋變量對被解釋變量變化的解釋能力。模型中92.96%的擬合優(yōu)度表明旅行社職工人數(shù)和國際旅游人數(shù)的變化可以解釋旅游外匯收入中92.96%的變動。(3) 1計算的t值為0.1179/0.018=6.55，t分布的自由度為28,在5%的顯著水平下垃025(28)=2.048，所以1顯著，說明旅行社職工人數(shù)對旅游外匯收入影響顯著。2計算的t值為1.5452/0.409=3.48，2顯著不為0,說明國際旅游人數(shù)對旅游外匯收

9、入影響顯著。4、解：OLS法得到的回歸方程為LNY=1.602583+0.325408LNX1+0.507078LNX2+e(1.861356)(3.135885)(10.43388)於=0.796507R2=0.781971經(jīng)濟意義：當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均其他收入不變時，人均經(jīng)營收入每增加1%可引起人均消費支出增加0.325408%；當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營收入不變時，人均其他收入每增加1%可引起人均消費支出增加0.507078%。 解：提出假設(shè)H0:bi=0H1:b戶0(i=1,2)計算檢驗統(tǒng)計量：I?b1t1=3.135885>2.042=切回。)Sb1b2b2t210.43388>

10、;2.042=t0.025(30)S1?2所以，拒絕假設(shè)H0:bi=0,接受對立假設(shè)H1:bi工0經(jīng)濟意義：在95%置信概率下，農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營收入和其他收入對人均消費支出的彈性系數(shù)都顯著不為0。2y?2 解：R7=0.796507y經(jīng)濟意義：在農(nóng)村居民家庭人均消費支出的對數(shù)的總變差中，有79.6507%可以由農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營收入和其他收入的對數(shù)做出解釋。R21n1n(k1)(1R2)=10.796507)=0.781971 解：提出假設(shè)H0:b1=b2=0H1:b1、b2不全為0計算檢驗統(tǒng)計量:R21R2n(k1)0796507210.79650731(21)54.79831>

11、3.34=F0.05(2,28)所以，拒絕假設(shè)H0:b1=b2=0，接受對立假設(shè)H1:b1、b2不全為0。經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，農(nóng)村居民家庭人均消費支出與人均經(jīng)營收入和其他收入之間的線性關(guān)系是顯著的。5、1)Y?28.15511.9808X20.3584X3(1.4215)(0.0195)(0.0153)t=(19.8771)(50.4190)(-16.9103)R20.9938F=1626.707(2)經(jīng)濟意義檢驗：在收入不變的條件下，每增加一單位的財富，就會帶來1.9808個單位0.3584個單位消費的消費的增加。在財富不變的條件下，每增加一單位的收入，就會帶來增加。統(tǒng)計意義：涉

12、及擬合優(yōu)度、T檢驗和F檢驗。t檢驗：對2、3進行顯著性檢驗，H。：20H1:20,t=50.4190>t0.025(4)2.776拒絕原假設(shè)，說明一國居民的財富對消費支出有顯著性影響。ItI=16.9103>怙025(4)2.776，拒絕原假設(shè)，說明一國居民的收入對消費支出有顯著性影響。R2檢驗：R2=0.9938，擬合程度較高。F檢驗：F=1626.707，臨界值F005(2,4)6.94,F>F臨界值，因此方程整體具有顯著性。計量意義檢驗涉及多重共線性、異方差和自相關(guān)多重共線性的檢驗方法：簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法，方差擴大(膨脹)因子法，直觀判斷法，逐步回歸法異方差的檢驗方法：

13、圖示檢驗法、戈德菲爾德-夸特檢驗、White檢驗、ARCH僉驗、Glejser檢驗。自相關(guān)的檢驗方法：DW僉驗、綜合分析題21該消費模型的判定系數(shù)R°.95,F統(tǒng)計量的值F107.37，均很高，表明模型的整體擬合程度很高。計算各回歸系數(shù)估計量的t統(tǒng)計量值得：to8.1338.920.91，ti1.0590.176.10t20.4520.660.69，t30.1211.090.11。除ti外，其余T值均很小。工資收入W的系數(shù)t檢驗值雖然顯著，但該系數(shù)的估計值卻過大，該值為工資收入對消費的邊際效應(yīng)，它的值為1.059意味著工資收入每增加一美元，平均來講，消費支出增長將超過一美元，這與經(jīng)濟

14、理論和生活常識都不符。另外，盡管從理論上講，非工資一非農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費行為的重要解釋變量，但二者各自的t檢驗卻顯示出它們的效應(yīng)與0無明顯差異。這些跡象均表明模型中存在嚴(yán)重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關(guān)系掩蓋了各個部分對解釋消費行為的單獨影響。要消除多重共線可以采取經(jīng)驗方法和逐步回歸方法。2、該題只給出答案要點，具體文字?jǐn)⑹雎?。樣本回歸函數(shù)為Y?562.915.37Xi(291.56)(0.6442)t(1.931)(8.3398)R20.7741,F69.552,DW0.43經(jīng)濟意義檢驗：截距項不顯著，斜率系數(shù)與實際情況不符通不過經(jīng)濟意義檢驗；統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，F(xiàn)統(tǒng)計

15、量的值顯著，及t值顯著；計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：異方差檢驗根據(jù)White檢驗結(jié)果說明存在異方差。自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值0.43<dL，說明存在正自相關(guān)。3、該題只給出答案要點，具體文字?jǐn)⑹雎浴颖净貧w函數(shù)為Y?106.7570.5998XtSe(12.224)(0.021)t(8.734)(28.037)R20.978F786.0569DW0.77經(jīng)濟意義檢驗：邊際消費傾向為正統(tǒng)計學(xué)檢驗：判定系數(shù)很高，F(xiàn)統(tǒng)計量的值顯著，及t值異常顯著計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：異方差檢驗根據(jù)ARCH僉驗結(jié)果說明不存在異方差。自相關(guān)檢驗根據(jù)DW值0.77<dL，說明存在正自相關(guān)。4、(1)沒有違背無自相關(guān)假定；DW=2.

16、181183，當(dāng)=0.05,dL=1.158,du=1.391,1.391<DW<4-1.391=2.609,說明在5%的顯著性水平下模型無自相關(guān)性。(2)存在異方差(注意顯著性水平是0.1);p=4,顯著性水平0.1時，(n-p)*R2=7.867378>(4)=7.7794，則拒絕原假設(shè)，表明模型中的隨機誤差項存在異方差。(3)說出一種修正思路即可。加權(quán)最小二乘法或模型的對數(shù)變換。5、(1)建立樣本回歸函數(shù)。Y?43.89670.8104Xt=(2.1891)(37.7771)R20.9854,s.e.60.4920,F1427.112經(jīng)濟意義：當(dāng)農(nóng)村人均收入增加一元時，人均生活費支出平均增加0.8104元。統(tǒng)計意義：t檢驗：對2進行顯著性檢驗，H。：20H1:20t=37.7771>如025(21)