2022年计量经济学书后答案.docx
精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_计量经济学书后习题答案第一章作业答案可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_3、解：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1（ 1） .x i y ix2inxy n x 2492166657163.93756 2114811.407可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xy01.3.93751.40764.505可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_所以,样本回来方程为y.i.x01i4.5051.407xi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_回来系数1 的经济意义：价格每上涨（或下跌）一个单位,企业销售额平均提高（降低） 1.407 个单位.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1（ 2） D. . 1.22xix1.222xi nx1 .281可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_D.0 1nx2 xix 2 .2 1nx 2xi22nx2 .162 .21681可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_而2y 2ny2. x ynxy 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_.2ii1ii526163.975 1.4074921663.9375可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_n2n2162可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_277.936160.3988.396可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_14可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1D. . .1.281118.3968126210.10462可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_D.0 .168116818.3964.256可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_3 以 0.05 的显著性水平检验0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_.t0.0s.04.5054.256.12.183 . t .1s.11.4070.1044.370可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_而临界值tn212t0.975 142.1448可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可以看出t . 、 t .01的肯定值均大于临界值,说明回来参数0 、1 是显著的.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 4）求1 的置信度为95%的置信区间.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 1 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t1.n122D. . 1.4072.14480.1041.4070.691可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1即（ 0.716, 2.098）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 5）求拟合优度R 2y.y 2. x ynxy 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_R 2SSR SSTiy iy 21iiy2iny 2160.398277.9360.577可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_拟合优度 57.7% 不高, 说明价格只能说明企业销售额总变差的 58%左右, 仍有 42%左右得不到说明. 这一事实说明, 只用价格一个因素不能充分说明企业销售额的变差, 仍需考虑别的有关因素,建立多元回来模型.（ 6）回来直线未说明销售变差部分可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_SSESSTSSR277.936160.398117.538可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 7）当价格 x f7 时,猜测该企业的销售额可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_y.f.x01f4.5051.40775.344可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_4、解：（ 1）x i y i2x ix y iy 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x ix ix可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x i y ix2ix i y ix2in xy nx 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_02xi y i2nx2x i y ixi y i2nxy2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xxxiii x2xi y ixyi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x xxxi yiyx2 0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_iyx i y ix i y i x ix y iy可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_所以当 x0 或者2时,22成立.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xx ix i x ix （ 2）求2 的无偏估量量2即用样本方差估量总体方差.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_与总体方差Di Ei22 相对应的样本方差为i.f可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_无偏性E .2 22i2i2i要求 Ef可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i由于 E2E2Ey iy.i D y iy.i E 2 yy.i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 2 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_其中： Ey iy.i Ey i E y.i Exii E .xi xix i0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Dy iy.i Dy i D y.i 2Covy i , y.i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_=Dy i D .x i 2Cov y i, .x i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i=Dy i x 2 D .2xiCovy i ,.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xi=221222xi Cov y i ,xi2 y i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xixi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x22=i12xi2xx22xi2ii可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x2212x=i2i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_22= n= n12可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_22即Ei n12iE2n12.22i所以的无偏估量量n1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 3） D .D x2ix i y ix2D i212x ix2 y i ix ixD 2iy i xi2 D yx2ii可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_xx=222i i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x.2D. .1 2i21ixn1i2n2ix21) i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 4）定义拟合优度在模型含常数项即y i01 xii 的情形下,拟合优度定义为：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_R 2这样定义的前提是平方和分解式SSR SSTy iy 2y.i y iy 2y 2 y.iy 2 yiy.i 成立.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_2学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 3 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_但这一等式成立的前提是i0 和i xi0 同时成立（见书第32 页第8 行）.而可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_i0 和i xi0 是用最小二乘法推导0 和1 的估量量时得到的两个方程（见书可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_第 18 页的前两行） .但在模型不含常数项即yixii 的情形下,用最小二乘法推导的估量量时只可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_得到一个方程即i xi0 （见书第18页的倒数第2 行）.因此,在此情形下可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_222 yiy y.iy y iy.i 不肯定成立, 原先拟合优度的定义也就不适可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_22用了.而在 y ixii2的情形下,y iy.i y iy.i 成立.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_2证明：y iy iy.iy.i y. 2y iy. 22y iy.iy.i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ii其中 y iy.i y.ii . i.i x i0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_x2所以y iy. 2y iy.i i22y.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_因此,在 yi5、解：xii的情形下,拟合优度可以定义为R 2i2y i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 1）临界值tn212t 0. 975 172.1098可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_而 t .0=3.1、 t .1=18.7,两者均大于临界值,说明0 、1 显著的异于零.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 2） t .0.0 ,就 s.0s.0t .00153.14.839可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_.t1.1s.1,就 s.1.0.811t .18.710.043可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_0 、1 的置信度为95%的置信区间分别为：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t0.n1122) s .152.10984.8391510.209即 4.791,25.209 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_0t1.n122s.0.812.10980.0430.810.091即 0.719,0.901 .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_6、解：y.i100.84214.743xi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_边际劳动生产率为14.743,即工作人数每增加一个单位（千人）,该工业部门年产量平均增加14.743 个单位（万吨） .可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 4 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -7、解：1（ 1） . =1.0598 说明有价证券收益率每提高一个单位,相应的IBM股票的收益率就平均提高 1.0598 个单位.0. =0.7264 说明有价证券收益率为0 时, IBM 股票的收益率为0.7264.（ 2） R 2 =0.4710 ,拟合优度不高,说明有价证券收益率只能说明IBM股票收益率总变差的 47.1% ,仍有 52.9%得不到说明.这一事实说明,只用有价证券收益率一个因素不能充分说明 IBM 股票收益率的总变差,仍需考虑别的有关因素,建立多元回来模型.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（ 3）建立假设：.H 0 :111.05981H 1 :11可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t .111s.10.07280.821可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_临界值 t 1n2t 0.95 24021.645可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t .0.821的肯定值小于临界值1.645,就接受原假设1H 0 :11 ,说明 IBM 股票是可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_稳固证券.第一章作业答案6、解：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model SummaryAdjusted RStd. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ModelRR SquareSquarethe Estimate可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1.772 a.596.481.1044a. Predictors: Constant, VAR00003, VAR00002可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model 1Regression Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.11325.636E-025.173.042 a7.627E-0271.090E-02.1899可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_a. Predictors: Constant, VAR00003, VAR00002b. Dependent Variable: VAR00001可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 5 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -CoefficientsaStandardi zedModelUnstandardized CoefficientsBStd. ErrorCoefficientsBetatSig.95% Confidence Interval for BLower BoundUpper Bound1Constant.836.5471.526.171-.4592.130VAR000025.627E-02.021.6482.671.032.006.106VAR00003-.816.378-.524-2.159.068-1.711.078a.Dependent Variable: VAR00001可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1（ ） .00.836.0.0 5 6 3 .0.816可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_12y.i0.8360.056x1i0.816x 2 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_回来参数1 、2 的经济意义分别为：当耐用品价格指数不变时,家庭收入每增加一个单位,耐用品支出平均增加0.0563 个单位.当家庭收入不变时,耐用品价格指数每增加一个单位,耐用品支出平均降低0.816 个单位.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（2）D . 0.299s.0.547t .1.5260001D . 0.0004s.0.0211t .2.6711可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_D .2 0.143s.0.3 7 8t .222.159可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_当0.05 时,tn12k1t0 .975 72.3646 ,t .02.3646 , t .12.3646 ,可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t .2.3646.说明在显著性水平20.05 条件下, 只有1 通过 t 检验,即1 显著的异于可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_零.而0 、2 未通过 t 检验.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_当0.1 时, tn12k1t 0. 95 71.8946 , t .01.846 , t .11.946 ,可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_t .1.8946 .说明在显著性水平20.1 条件下,1 、2 都通过了 t 检验,即1 、2 显可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_著的异于零,认为耐用品支出与家庭收入、耐用品价格指数分别存在线性相关关系.（3）回来参数95%的置信区间：0 ：（ -0.459 , 2.130 ）.1 ：（ 0.006 , 0.106 ）.2 ：（-1.711 , 0.078 ）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（4）R 20.596R 20.481可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 6 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -拟合优度和修正拟合优度都不高,家庭收入、 耐用品价格指数两个因素只说明白耐用品支出总变差的50% 左右,说明仍存在影响耐用品支出的其他因素.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_F =5.173 .当0.05 时, F1 k ,nk1F0.95 2,74.74 , F4.74 ,说可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_明回来方程在整体上是显著的.7、解：（1）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model SummaryAdjusted RStd. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ModelRR SquareSquarethe Estimate可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1.795 a.632.580.4446a. Predictors: Constant, VAR00006, VAR00005可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model 1Regression Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.4.76122.38112.042.001 a2.76814.1987.52916可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_a. Predictors: Constant, VAR00006, VAR00005b. Dependent Variable: VAR00004CoefficientsaStandardi zedModelUnstandardized CoefficientsBStd. ErrorCoefficientsBetatSig.95% Confidence Interval for BLower BoundUpper Bound1Constant51.9655.2239.949.00040.76363.167VAR000055.570E-02.084.113.662.519-.125.236VAR000063.120.706.7534.420.0011.6064.634a.Dependent Variable: VAR00004可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_y.i51.9650.056x1i3.120x2 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_（2）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model SummaryAdjusted RStd. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_ModelRR SquareSquarethe Estimate可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_1.951 a.904.891.2268a. Predictors: Constant, VAR00007, VAR00005可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 7 页,共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_Model 1Regression Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.6.80923.40566.212.000 a.720145.142E-027.52916可编辑资料 - - - 欢迎下载精品_精品资料_a. Predictors: Constant, VAR00007, VAR00005b. Dependent Variable: VAR00004
