計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)計(jì)算機(jī)作業(yè)

1、PAGE 數(shù)量量經(jīng)濟(jì)學(xué) 付付歡 計(jì)量經(jīng)經(jīng)濟(jì)學(xué)計(jì)算機(jī)機(jī)作業(yè) C13.11(i) 在其他他自變量不變的的情況下：根據(jù)：log(X1)-logg(X0)(X1 - X0)/X0=X/ X0 math4iit = 11log(rrexppiit) = (1/1000)* 100*llog(reexppitt) (1/1000)*( %rexpppit). 因此if %rexpppit = 10, tthen mmath4iit = (1/1000)*(100) = 11/10。所以，平均每個(gè)個(gè)學(xué)生的真實(shí)實(shí)支出提高110%，則mathh4it約改改變1/100個(gè)百分點(diǎn)。 (ii) 用一一階差分估計(jì)計(jì)第一

2、部分中中的模型（包括19994-19998年度虛擬擬變量）math4 = 5.955 + .52 yy94 + 6.81 y95 5.23 y96 8.49 y97 + 8.97 y98 (0.52) (0.733) (0.78) (0.733) (0.772) (0.722) 3.445 logg (rexxpp) + 0.6355 log (enrooll) + 0.0255 luncch (2.776) (1.029) (00.055)當(dāng)rexpp增增加10%，math44降低0.355%(3.455/10 0.35)(iii)在模模型中添加支支出變量的一一階滯后,并利用一階階差分估計(jì)得

3、得math4 = 6.16 + 5.70 y95 6.80 y996 8.99 y97 + 8.45 y98 (0.555) (0.777)(0.799) (0.744) (0.774) 1.411 log (rexppp) + 11.044 log (rexppp-1) +2.14 log (enrolll) (3.04) (2.779) (1.18)+ 00.073 lunchh(0.0061)n = 2,750, R2 = 0.2238.回歸圖如下由回歸圖所示：即期支出變變量的系數(shù)為為-1.411，t統(tǒng)計(jì)量為-00.46，統(tǒng)統(tǒng)計(jì)上不顯著著 滯后支支出變量的系系數(shù)為11.04，t統(tǒng)計(jì)量為3

4、.96，統(tǒng)計(jì)計(jì)上顯著(iv) 比較：的異方差差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤誤為4.288，從而降低低了log(rexppp)的統(tǒng)計(jì)顯顯著性 的的異方差穩(wěn)健健標(biāo)準(zhǔn)誤為44.38，其t統(tǒng)計(jì)量降低低為2.522。在1%的顯著性性水平雙側(cè)檢檢驗(yàn)下logg (rexxpp-1) 仍然是統(tǒng)計(jì)計(jì)顯著的。(t統(tǒng)計(jì)量大大于1.966)(v) 異方差序列相關(guān)關(guān)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤誤為4.944， log(rrexpp)的t統(tǒng)計(jì)量降低低了。的標(biāo)準(zhǔn)誤為5.13, llog(reexpp-11) 的t統(tǒng)計(jì)量為2.15.雙側(cè)側(cè)檢驗(yàn)的p值為0.0332(vi)使用11995,11996,11997,11998年進(jìn)進(jìn)行混合的OOLS 可得得 0.423

5、這表明差分誤差差有很強(qiáng)的負(fù)負(fù)序列相關(guān)(vii) 基基于充分穩(wěn)健健的聯(lián)合檢驗(yàn)驗(yàn)，如下圖 所以模型中沒(méi)有有必要包含學(xué)學(xué)生注冊(cè)的人人數(shù)和午餐項(xiàng)項(xiàng)目變量C14.10 (i) 根據(jù)回回歸可知利用用混合OLSS估計(jì)的1=0.336,當(dāng)conceen=0.110，則lfaare=0.36*0.100=0.0336. airrfare增增加3.6%、 (ii) 11的95%的置信信區(qū)間為00.309,0.4199 只有有當(dāng)復(fù)合誤差差序列無(wú)關(guān)，得得出的標(biāo)準(zhǔn)誤誤才是有效的的,所以有點(diǎn)不不太可能，充充分穩(wěn)健下的的95%的置信信區(qū)間為00.245,0.4755,條件為為允許存在序序列相關(guān)和異異方差,所以充分穩(wěn)穩(wěn)健下的

6、置信信區(qū)間比一般般的置信區(qū)間間要大。忽略略序列相關(guān)會(huì)會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估估計(jì)產(chǎn)生不確確定性.(iii) .斜率變?yōu)檎甭实膌oog(farre)的值為為0.9022/2*00.1034.38。dist 的值為expp(4.388)=80.。該值值表示的是ffare對(duì)dist的正正彈性系數(shù)。 (iv) 11的RE估計(jì)值為為0.2099，表示farre與conceern之間正正相關(guān)。因?yàn)闉閠=7.888估計(jì)值統(tǒng)統(tǒng)計(jì)上顯著(v) FE估估計(jì)值為0.169， RE的估計(jì)值為0.9.我們們可以預(yù)計(jì)RRE估計(jì)值與與FE估計(jì)值非非常相似。(vi)在一一個(gè)航班線上上的兩個(gè)機(jī)場(chǎng)場(chǎng)附近的城市市影響航行的的因素為人口口，

7、教育水平平，雇主類型型等。高速路路及鐵路的便便利情況及周周圍的地理環(huán)環(huán)境，可以考考慮為固定不不變的。這些些因素和cooncernn相關(guān)。(vii) 考考慮到無(wú)法觀觀測(cè)效應(yīng)，我我們可以使用用固定效應(yīng)模模型得出估計(jì)計(jì)值為正，且且統(tǒng)計(jì)上顯著著。用FE估計(jì)得到到的估計(jì)值為為0.1699 conccern與時(shí)時(shí)間常量正相相關(guān)C15.8(i)OLS估計(jì)方程程: n = 9,2755, R2 = 0.180Pira=00.198 + 0.054 p401kk + 0.00877 inc 0.0000023 innc2 0.00166 age + 0.000112 agee2(0.0669) (0.010)

8、(0.00055) (0.0000004) (0.00333)(0.000004)p401k的系系數(shù) 表示保持持收入和年齡齡不變的情況況下，參加4401（K）計(jì)劃與擁有一個(gè)個(gè)個(gè)人退休金賬賬戶的比沒(méi)有有參加4011（K）計(jì)劃與擁?yè)碛幸粋€(gè)個(gè)人人退休金賬戶戶的概率多0.0054。(ii) 在上上題的回歸方方程中，保持持收入和年齡齡不變下，在在給定的收入入和年齡等級(jí)級(jí)中，該方程程并不能解釋釋不同的人有有不同的儲(chǔ)蓄蓄計(jì)劃。而是是解釋了儲(chǔ)蓄蓄的人會(huì)參加加401（k）計(jì)劃和（IIRA）計(jì)劃劃. 在保持其其他條件不變變的情況下，如如果無(wú)法控制制個(gè)人的儲(chǔ)蓄蓄計(jì)劃，用普普通的OLSS估計(jì)無(wú)法得得到我們想要要的結(jié)果

9、(iii) 欲欲使e4011k成為p4011k的有效IV,應(yīng)該滿足兩兩個(gè)條件: e401kk對(duì)p401kk有偏效應(yīng)和和e401kk0與u無(wú)法觀測(cè)的的儲(chǔ)蓄計(jì)劃不不相關(guān). 如果雇主主會(huì)提供4001（k）退休計(jì)劃劃的，工人會(huì)會(huì)儲(chǔ)蓄。則uu與e401（k）相關(guān)。(iv) p4401(k)的約簡(jiǎn)型方方程P401k=0.059 + 0.689 e401kk + 0.00111 inc 0.00000018 iinc2 0 .00447 agee + 0.0000052 agge2(0.0446) (0.008) (0.00033)(0.00000027)(0.00222)(0.0000026)n = 9,

10、275, R2 = .5596e401k的系系數(shù)表示，在在保持收入與與年齡不變的的情況下，有有資格參與一一項(xiàng)401（k）計(jì)劃的人人參加4011（k）的計(jì)劃會(huì)會(huì)多0.699，明顯的是是，e4011k符合成為為p401kk工具變量的的兩個(gè)要求之之一。(v)用e4001k作為p4011k的工具變變量來(lái)估計(jì)Pira=00.207 + 0.021 p401kk +0 .00990 incc 0.0000024 innc2 0.00111 age + 0.000111 agee2 (0.065) (0.013) (0.00055)(0.0000004)(0.00322)(0.000004)n = 9,27

11、5, R2 = 0.180IV估計(jì)出來(lái)的的p401kk0.0211低于OLS估計(jì)值值0.0544的一半。相相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量值為為1.56.約簡(jiǎn)型中 就是給定無(wú)無(wú)法觀測(cè)的儲(chǔ)儲(chǔ)蓄計(jì)劃下的的估計(jì)值。但但是我們?nèi)匀蝗粺o(wú)法估計(jì)參參加401（K）計(jì)劃與擁?yè)碛袀€(gè)人退休休金賬戶之間間的替換關(guān)系系。C17.11參加勞動(dòng)的婦女女的比率為33286/55634(總總數(shù))=0.583.只利用工作女性性的數(shù)據(jù)用OOLS估計(jì)工工資方程:log(waage)= 0.649 + 0.0099 edduc + 0.0200 expeer 0.000335 expper2 0.030 blackk + 0.014 hispanni

12、c (0.060) (0.004) (0.003) (0.000008)(0.034) (0.036)n = 3,286, R2 = 0.205平均來(lái)說(shuō)與非黑黑種人及非西西班牙人群組組相比，黑種種多賺3%，西班牙牙人多賺1.3%,聯(lián)合合F檢驗(yàn)的p值為0.633.所以當(dāng)控控制教育及經(jīng)經(jīng)驗(yàn)水平下，不不同種族之間間工資差別不不明顯。(iii) nnwifeiinc的系數(shù)數(shù)為-0.00091，t統(tǒng)計(jì)量為-113.47，kidltt6 的系數(shù)數(shù)為-0.55且 t統(tǒng)計(jì)量為為 11.055我們期待這這兩個(gè)系數(shù)為為負(fù)。如果一一個(gè)女人的丈丈夫賺更多的的，她不太可可能工作。有有一個(gè)年輕的的孩子在家庭庭中也降低了了

13、概率的女人人。每個(gè)變量量是非常顯著著。(iv) 我們們需要至少一一個(gè)影響參加加勞動(dòng)的變量量，這個(gè)變量量并不會(huì)直接接影響工資的的多少。所以以,我們必須假假定,控制教育、經(jīng)經(jīng)驗(yàn)和種族差差異變量下,其他收入和和有一個(gè)孩子子的情況并不不不影響工資資。如果雇主主歧視有小孩孩或是丈夫有有工作的婦女女。這些假定定就不會(huì)成立立。此外,如果有一個(gè)個(gè)孩子會(huì)降低低勞動(dòng)力,也就是說(shuō)她她必須花時(shí)間間去照顧生病病的孩子。這這樣，我們就就不能從工資資方程中遺漏漏掉kidllt6。 (v) 每個(gè)觀觀測(cè)的逆米爾爾斯比為1.77，相應(yīng)應(yīng)的雙側(cè)p值為0.777.在3286個(gè)觀觀測(cè)中，它并并不是特別小小的，的檢驗(yàn)驗(yàn)并沒(méi)有提供供有力的

14、證據(jù)據(jù)對(duì)零假設(shè)沒(méi)沒(méi)有選擇偏差差。(vi)把逆米米爾斯比加到到工資方程中中去，斜率系系數(shù)并沒(méi)有改改變多少。例例如,eduucatioon的系數(shù)從從0.0999變動(dòng)到0.1103，同樣樣在OLS估計(jì)下下的95%的置信信區(qū)間內(nèi)00.092,0.1066。experr 的系數(shù)變變化很小，bblack和和Hispaanic的系系數(shù)變化很大大，但是這些些估計(jì)值在統(tǒng)統(tǒng)計(jì)上并不顯顯著。最重要的變化是是在截距估計(jì)從從649,5539：從0.6449變化到0.5539.在本本例中，截距距為log(wage)的非黑人非非西班牙裔婦婦女且沒(méi)有受受過(guò)教育和工工作經(jīng)驗(yàn)的估估計(jì)值。在全全樣本下并沒(méi)沒(méi)有一個(gè)婦女女是這種情況況的。因?yàn)樾毙甭氏禂?shù)會(huì)發(fā)發(fā)生改變,我們不能說(shuō)說(shuō), Heckkman估計(jì)計(jì)意味著與沒(méi)沒(méi)有修正的估估計(jì)相比，工工資水平會(huì)更更低。C18.5 (i) 估計(jì)的的方程如下：hy6t=00.078+1.0227 hy33t11.0211 hy3tt0.085 hy3t10.104 hy3t2(0.0028)(0.0116)(0.0338)(0.037)(0.037)n = 1221, R2 = 0.982, = 0 .1233.使用t檢驗(yàn) 原假假設(shè)H0: = 1的t統(tǒng)計(jì)量為 (1.0277 1)/0.016 1.699. 在5%的顯著性性水平下的使使用雙側(cè)檢驗(yàn)驗(yàn)