計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)---第三版-李子奈---課后習(xí)題--答案.doc
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****************************************************************************************************************************************************** 第一章 緒論 (一)基本知識(shí)類(lèi)題型 1-1. 什么是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)? 1-3. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法與一般經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)方法有什么區(qū)別? 它在經(jīng)濟(jì)學(xué)科體系中的作用和地位是什么? 1-6.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究的對(duì)象和內(nèi)容是什么?計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型研究的經(jīng)濟(jì)關(guān)系有哪兩個(gè)基 本特征? 1-7.試結(jié)合一個(gè)具體經(jīng)濟(jì)問(wèn)題說(shuō)明建立與應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的主要步驟。 1-9.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型主要有哪些應(yīng)用領(lǐng)域?各自的原理是什么? 1-12.模型的檢驗(yàn)包括幾個(gè)方面?其具體含義是什么? 1-17.下列假想模型是否屬于揭示因果關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型?為什么? ⑴ St = 112.0 + 0.12Rt 其中 St 為第 t 年農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄增加額(億元)、 Rt 為第 t 年城鎮(zhèn) 居民可支配收入總額(億元)。 ⑵ St -1 = 4432.0 + 0.30Rt 其中 St -1 為第( t -1)年底農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄余額(億元)、Rt 為 第 t 年農(nóng)村居民純收入總額(億元)。 1-18.指出下列假想模型中的錯(cuò)誤,并說(shuō)明理由: (1) RSt = 8300.0 - 0.24 RI t + 112.IVt 其中, RSt 為第 t 年社會(huì)消費(fèi)品零售總額(億元), RI t 為第 t 年居民收入總額(億元)(城鎮(zhèn)居民可支配收入總額與農(nóng)村居民純收入總額之和), IVt 為第 t 年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額 1 (億元)。 (2) Ct = 180 + 1.2Yt 其中, C 、Y 分別是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和可支配收入。 (3) ln Yt = 1.15 + 1.62 ln Kt - 0.28ln Lt 其中, Y 、 K 、 L 分別是工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)生產(chǎn)資金和職工人數(shù)。 1-19.下列假想的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是否合理,為什么? (1) GDP = a + bi GDPi + e 其中, GDPi (i = 1,2,3) 是第 i 產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。 (2) S1 = a + bS2 + e 其中, S1 、 S2 分別為農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民年末儲(chǔ)蓄存款余額。 (3) Yt = a + b1 I t + b 2 Lt + e 其中, Y 、 I 、 L 分別為建筑業(yè)產(chǎn)值、建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資和職工人數(shù)。 (4) Yt = a + bPt + e 其中, Y 、 P 分別為居民耐用消費(fèi)品支出和耐用消費(fèi)品物價(jià)指數(shù)。 (5)財(cái)政收入 = f (財(cái)政支出) + e (6)煤炭產(chǎn)量 = f (L, K, X1 , X 2 ) + e 其中, L 、 K 分別為煤炭工業(yè)職工人數(shù)和固定資產(chǎn)原值, X 1 、 X 2 分別為發(fā)電量和鋼鐵產(chǎn) 量。 1-20.模型參數(shù)對(duì)模型有什么意義? 2 習(xí)題參考答案 第一章 緒論 1-1.什么是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)? 答:計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)分支學(xué)科,是以揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中客觀(guān)存在的數(shù)量關(guān)系為內(nèi)容 的分支學(xué)科,是由經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)三者結(jié)合而成的交叉學(xué)科。 1-6.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究的對(duì)象和內(nèi)容是什么?計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型研究的經(jīng)濟(jì)關(guān)系有哪兩個(gè)基 本特征? 3 答:計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究對(duì)象是經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象,是研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中的具體數(shù)量規(guī)律(或者說(shuō),計(jì)量 經(jīng)濟(jì)學(xué)是利用數(shù)學(xué)方法,根據(jù)統(tǒng)計(jì)測(cè)定的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),對(duì)反映經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象本質(zhì)的經(jīng)濟(jì)數(shù)量關(guān)系進(jìn) 行研究)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的內(nèi)容大致包括兩個(gè)方面:一是方法論,即計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法或理論計(jì) 量經(jīng)濟(jì)學(xué);二是應(yīng)用,即應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué);無(wú)論是理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)還是應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué),都 包括理論、方法和數(shù)據(jù)三種要素。 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型研究的經(jīng)濟(jì)關(guān)系有兩個(gè)基本特征:一是隨機(jī)關(guān)系;二是因果關(guān)系。 1-9.答:計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型主要有以下幾個(gè)方面的用途:①結(jié)構(gòu)分析,即研究一個(gè)或幾個(gè)經(jīng) 濟(jì)變量發(fā)生變化及結(jié)構(gòu)參數(shù)的變動(dòng)對(duì)其他變量以至整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)產(chǎn)生何種的影響;其原理是 彈性分析、乘數(shù)分析與比較靜力分析。②經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè),即用其進(jìn)行中短期經(jīng)濟(jì)的因果預(yù)測(cè);其 原理是模擬歷史,從已經(jīng)發(fā)生的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中找出變化規(guī)律;③政策評(píng)價(jià),即利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模 型定量分析政策變量變化對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行的影響,是對(duì)不同政策執(zhí)行情況的“模擬仿真”。 ④檢驗(yàn)與發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論,即利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型和實(shí)際統(tǒng)計(jì)資料實(shí)證分析某個(gè)理論假說(shuō)的正確 與否;其原理是如果按照某種經(jīng)濟(jì)理論建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型可以很好地?cái)M合實(shí)際觀(guān)察數(shù)據(jù), 則意味著該理論是符合客觀(guān)事實(shí)的,否則則表明該理論不能說(shuō)明客觀(guān)事實(shí)。 1-10.答: 5 第二章 經(jīng)典單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型:一元線(xiàn)性回歸模型 一、內(nèi)容提要 本章介紹了回歸分析的基本思想與基本方法。首先,本章從總體回歸模型與總體回歸 函數(shù)、樣本回歸模型與樣本回歸函數(shù)這兩組概念開(kāi)始,建立了回歸分析的基本思想。總體回 歸函數(shù)是對(duì)總體變量間關(guān)系的定量表述,由總體回歸模型在若干基本假設(shè)下得到,但它只是 建立在理論之上,在現(xiàn)實(shí)中只能先從總體中抽取一個(gè)樣本,獲得樣本回歸函數(shù),并用它對(duì)總 體回歸函數(shù)做出統(tǒng)計(jì)推斷。 本章的一個(gè)重點(diǎn)是如何獲取線(xiàn)性的樣本回歸函數(shù),主要涉及到普通最小二乘法(OLS) 的學(xué)習(xí)與掌握。同時(shí),也介紹了極大似然估計(jì)法(ML)以及矩估計(jì)法(MM)。 本章的另一個(gè)重點(diǎn)是對(duì)樣本回歸函數(shù)能否代表總體回歸函數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷,即進(jìn)行所 謂的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)包括兩個(gè)方面,一是先檢驗(yàn)樣本回歸函數(shù)與樣本點(diǎn)的“擬合優(yōu)度”, 第二是檢驗(yàn)樣本回歸函數(shù)與總體回歸函數(shù)的“接近”程度。后者又包括兩個(gè)層次:第一,檢 驗(yàn)解釋變量對(duì)被解釋變量是否存在著顯著的線(xiàn)性影響關(guān)系,通過(guò)變量的 t 檢驗(yàn)完成;第二, 檢驗(yàn)回歸函數(shù)與總體回歸函數(shù)的“接近”程度,通過(guò)參數(shù)估計(jì)值的“區(qū)間檢驗(yàn)”完成。 本章還有三方面的內(nèi)容不容忽視。其一,若干基本假設(shè)。樣本回歸函數(shù)參數(shù)的估計(jì)以 及對(duì)參數(shù)估計(jì)量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的分析以及所進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)推斷都是建立在這些基本假設(shè)之上的。 其二,參數(shù)估計(jì)量統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的分析,包括小樣本性質(zhì)與大樣本性質(zhì),尤其是無(wú)偏性、有效性 與一致性構(gòu)成了對(duì)樣本估計(jì)量?jī)?yōu)劣的最主要的衡量準(zhǔn)則。Goss-markov 定理表明 OLS 估計(jì)量 是最佳線(xiàn)性無(wú)偏估計(jì)量。其三,運(yùn)用樣本回歸函數(shù)進(jìn)行預(yù)測(cè),包括被解釋變量條件均值與個(gè) 值的預(yù)測(cè),以及預(yù)測(cè)置信區(qū)間的計(jì)算及其變化特征。 二、典型例題分析 例 6.對(duì)于人均存款與人均收入之間的關(guān)系式 St = a + bYt + mt 使用美國(guó) 36 年的年度數(shù) 據(jù)得如下估計(jì)模型,括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差: ?t 384.105 0.067 t S = + Y (151.105) (0.011) R2 =0.538 s? = 199.023 (1) b 的經(jīng)濟(jì)解釋是什么? (2)a 和 b 的符號(hào)是什么?為什么?實(shí)際的符號(hào)與你的直覺(jué)一致嗎?如果有沖突的話(huà), 你可以給出可能的原因嗎? (3)對(duì)于擬合優(yōu)度你有什么看法嗎? (4)檢驗(yàn)是否每一個(gè)回歸系數(shù)都與零顯著不同(在 1%水平下)。同時(shí)對(duì)零假設(shè)和備擇假設(shè)、檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值、其分布和自由度以及拒絕零假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行陳述。你的結(jié)論是什么? 解答: (1) b 為收入的邊際儲(chǔ)蓄傾向,表示人均收入每增加 1 美元時(shí)人均儲(chǔ)蓄的預(yù)期平均變 化量。 (2)由于收入為零時(shí),家庭仍會(huì)有支出,可預(yù)期零收入時(shí)的平均儲(chǔ)蓄為負(fù),因此a 符 號(hào)應(yīng)為負(fù)。儲(chǔ)蓄是收入的一部分,且會(huì)隨著收入的增加而增加,因此預(yù)期 b 的符號(hào)為正。 實(shí)際的回歸式中, b 的符號(hào)為正,與預(yù)期的一致。但截距項(xiàng)為負(fù),與預(yù)期不符。這可能與 由于模型的錯(cuò)誤設(shè)定形造成的。如家庭的人口數(shù)可能影響家庭的儲(chǔ)蓄形為,省略該變量將對(duì) 截距項(xiàng)的估計(jì)產(chǎn)生影響;另一種可能就是線(xiàn)性設(shè)定可能不正確。 (3)擬合優(yōu)度刻畫(huà)解釋變量對(duì)被解釋變量變化的解釋能力。模型中 53.8%的擬合優(yōu)度, 表明收入的變化可以解釋儲(chǔ)蓄中 53.8 %的變動(dòng)。 (4)檢驗(yàn)單個(gè)參數(shù)采用 t 檢驗(yàn),零假設(shè)為參數(shù)為零,備擇假設(shè)為參數(shù)不為零。雙變量 情形下在零假設(shè)下 t 分布的自由度為 n-2=36-2=34。由 t 分布表知,雙側(cè) 1%下的臨界值位于 2.750 與 2.704 之間。斜率項(xiàng)計(jì)算的 t 值為 0.067/0.011=6.09,截距項(xiàng)計(jì)算的 t 值為 384.105/151.105=2.54??梢?jiàn)斜率項(xiàng)計(jì)算的 t 值大于臨界值,截距項(xiàng)小于臨界值,因此拒絕 斜率項(xiàng)為零的假設(shè),但不拒絕截距項(xiàng)為零的假設(shè)。 三、習(xí)題 6 (一)基本知識(shí)類(lèi)題型 2-1.解釋下列概念: 1) 總體回歸函數(shù) 11) 最大似然法 2) 樣本回歸函數(shù) 12) 估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差 3) 隨機(jī)的總體回歸函數(shù) 13) 總離差平方和 4) 線(xiàn)性回歸模型 14) 回歸平方和 5) 隨機(jī)誤差項(xiàng)(ui)和殘差項(xiàng)(ei) 15) 殘差平方和 6) 條件期望 16) 協(xié)方差 7) 非條件期望 17) 擬合優(yōu)度檢驗(yàn) 8) 回歸系數(shù)或回歸參數(shù) 18) t 檢驗(yàn) 9) 回歸系數(shù)的估計(jì)量 19) F 檢驗(yàn) 10) 最小平方法 2-2.判斷正誤并說(shuō)明理由: 1) 隨機(jī)誤差項(xiàng)ui和殘差項(xiàng)ei是一回事 2) 總體回歸函數(shù)給出了對(duì)應(yīng)于每一個(gè)自變量的因變量的值 3) 線(xiàn)性回歸模型意味著變量是線(xiàn)性的 4) 在線(xiàn)性回歸模型中,解釋變量是原因,被解釋變量是結(jié)果 5) 隨機(jī)變量的條件均值與非條件均值是一回事 2-3.回答下列問(wèn)題: 1) 線(xiàn)性回歸模型有哪些基本假設(shè)?違背基本假設(shè)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型是否就不可估計(jì)? 2) 總體方差與參數(shù)估計(jì)誤差的區(qū)別與聯(lián)系。 3) 隨機(jī)誤差項(xiàng)ui和殘差項(xiàng)ei的區(qū)別與聯(lián)系。 4) 根據(jù)最小二乘原理,所估計(jì)的模型已經(jīng)使得擬合誤差達(dá)到最小,為什么還要討論模型的擬合優(yōu)度問(wèn)題? 5) 為什么用決定系數(shù)R2評(píng)價(jià)擬合優(yōu)度,而不用殘差平方和作為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)? 6) R2 檢驗(yàn)與 F 檢驗(yàn)的區(qū)別與聯(lián)系。 7) 回歸分析與相關(guān)分析的區(qū)別與聯(lián)系。 7 8) 最小二乘法和最大似然法的基本原理各是什么?說(shuō)明它們有何區(qū)別? 9) 為什么要進(jìn)行解釋變量的顯著性檢驗(yàn)? 10) 是否任何兩個(gè)變量之間的關(guān)系,都可以用兩變量線(xiàn)性回歸模型進(jìn)行分析? 2-2.下列方程哪些是正確的?哪些是錯(cuò)誤的?為什么? ⑴ y t = a + b x t t = 1,2, , n ⑵ y t = a + b x t + mt t = 1,2, , n ⑶ y t + mt t = 1,2, , n = a + b x t ⑷ y = a + b x t + m t t = 1,2, , n t ⑸ y t = a + b x t t = 1,2, , n ⑹ y = a + b x t t = 1,2, , n t ⑺ y t = a + b x t + mt t = 1,2, , n ⑻ y = a + b x t + m t = 1,2, , n t t 其中帶“^”者表示“估計(jì)值”。 (二)基本證明與問(wèn)答類(lèi)題型 2-4.對(duì)于一元線(xiàn)性回歸模型,試證明: (1) E( yi ) = a + bxi (2) D( yi ) = s 2 8 (3) Cov( yi , y j ) = 0 i j 2-12.線(xiàn)性回歸模型 y t = a + b x t + mt t = 1,2, , n 的 0 均值假設(shè)是否可以表示為 1 n mt = 0 ?為什么? n t =1 (三)基本計(jì)算類(lèi)題型 2-21.下面數(shù)據(jù)是對(duì) X 和 Y 的觀(guān)察值得到的。 ∑Yi=1110; ∑Xi=1680; ∑XiYi=204200 ∑Xi2=315400; ∑Yi2=133300 假定滿(mǎn)足所有的古典線(xiàn)性回歸模型的假設(shè),要求:(1)b1和b2?(2)b1和b2的標(biāo)準(zhǔn)差?(3) r2?(4)對(duì)B1、B2分別建立 95%的置信區(qū)間?利用置信區(qū)間法,你可以接受零假設(shè):B2=0 嗎? 四、習(xí)題參考答案 2-1.答: ⑴總體回歸函數(shù)是指在給定 X i 下的Y 的分布的總體均值與 X i 有函數(shù)關(guān)系。 ⑵樣本回歸函數(shù)指對(duì)應(yīng)于某個(gè)給定的 X 的Y 值的一個(gè)樣本而建立的回歸函數(shù)。 ⑶ 隨機(jī)的總體回歸函數(shù)指含有隨機(jī)誤差項(xiàng)的總體回歸函數(shù),形如: Yi = b1 + b2 X i + ui ⑷線(xiàn)性回歸模型指對(duì)參數(shù) b 為線(xiàn)性的回歸,即 b 只以它的 1 次方出現(xiàn),對(duì) X 可以是或 不是線(xiàn)性的。 ⑸隨機(jī)誤差項(xiàng)也稱(chēng)誤差項(xiàng),是一個(gè)隨機(jī)變量,針對(duì)總體回歸函數(shù)而言。 14 ⑹殘差項(xiàng)是一隨機(jī)變量,針對(duì)樣本回歸函數(shù)而言。 ⑺條件期望又稱(chēng)條件均值,指 X 取特定 X i 值時(shí)的Y 的期望值。 ⑼回歸系數(shù)(或回歸參數(shù))指 b1 、 b2 等未知但卻是固定的參數(shù)。 ⑽回歸系數(shù)的估計(jì)量指用 b1 、 b2 等表示的用已知樣本所提供的信息去估計(jì)出來(lái)的量。 ⒀估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差指度量一個(gè)變量變化大小的標(biāo)準(zhǔn)。 ⒁總離差平方和用 TSS 表示,用以度量被解釋變量的總變動(dòng)。 ⒂回歸平方和用 ESS 表示,用以度量由解釋變量變化引起的被解釋變量的變化。 ⒃殘差平方和用 RSS 表示,用以度量實(shí)際值與擬合值之間的差異,是由除解釋變量以外的其他因素引起的。 ⒄協(xié)方差用 Cov(X,Y)表示,是用來(lái)度量 X、Y 二個(gè)變量同時(shí)變化的統(tǒng)計(jì)量。 2-2.答:錯(cuò);錯(cuò);錯(cuò);錯(cuò);錯(cuò)。(理由見(jiàn)本章其他習(xí)題答案) 15 2-14.答:線(xiàn)性回歸模型: yt = a + b xt + mt 中的 0 均值假設(shè) E(u 2 ) = 0 不可以表示為: 1 n mt = 0 ,因?yàn)榍罢弑硎救⊥晁目赡艿臉颖窘M合后的平均狀態(tài),而后者只是一個(gè)樣本的 n t =1 平均值。 20 第三章、經(jīng)典單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型:多元線(xiàn)性回歸模型 一、內(nèi)容提要 本章將一元回歸模型拓展到了多元回歸模型,其基本的建模思想與建模方法與一元的 情形相同。主要內(nèi)容仍然包括模型的基本假定、模型的估計(jì)、模型的檢驗(yàn)以及模型在預(yù)測(cè)方 面的應(yīng)用等方面。只不過(guò)為了多元建模的需要,在基本假設(shè)方面以及檢驗(yàn)方面有所擴(kuò)充。 本章仍重點(diǎn)介紹了多元線(xiàn)性回歸模型的基本假設(shè)、估計(jì)方法以及檢驗(yàn)程序。與一元回 歸分析相比,多元回歸分析的基本假設(shè)中引入了多個(gè)解釋變量間不存在(完全)多重共線(xiàn)性 這一假設(shè);在檢驗(yàn)部分,一方面引入了修正的可決系數(shù),另一方面引入了對(duì)多個(gè)解釋變量是 否對(duì)被解釋變量有顯著線(xiàn)性影響關(guān)系的聯(lián)合性 F 檢驗(yàn),并討論了 F 檢驗(yàn)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的 內(nèi)在聯(lián)系。 本章的另一個(gè)重點(diǎn)是將線(xiàn)性回歸模型拓展到非線(xiàn)性回歸模型,主要學(xué)習(xí)非線(xiàn)性模型如 何轉(zhuǎn)化為線(xiàn)性回歸模型的常見(jiàn)類(lèi)型與方法。這里需要注意各回歸參數(shù)的具體經(jīng)濟(jì)含義。 本章第三個(gè)學(xué)習(xí)重點(diǎn)是關(guān)于模型的約束性檢驗(yàn)問(wèn)題,包括參數(shù)的線(xiàn)性約束與非線(xiàn)性約 束檢驗(yàn)。參數(shù)的線(xiàn)性約束檢驗(yàn)包括對(duì)參數(shù)線(xiàn)性約束的檢驗(yàn)、對(duì)模型增加或減少解釋變量的檢 驗(yàn)以及參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)三方面的內(nèi)容,其中參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)又包括鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)與 鄒氏預(yù)測(cè)檢驗(yàn)兩種類(lèi)型的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)都是以 F 檢驗(yàn)為主要檢驗(yàn)工具,以受約束模型與無(wú)約 束模型是否有顯著差異為檢驗(yàn)基點(diǎn)。參數(shù)的非線(xiàn)性約束檢驗(yàn)主要包括最大似然比檢驗(yàn)、沃爾 德檢驗(yàn)與拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)。它們?nèi)砸怨烙?jì)無(wú)約束模型與受約束模型為基礎(chǔ),但以最大似然 原理進(jìn)行估計(jì),且都適用于大樣本情形,都以約束條件個(gè)數(shù)為自由度的 c 2 分布為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì) 量的分布特征。非線(xiàn)性約束檢驗(yàn)中的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)在后面的章節(jié)中多次使用。 二、典型例題分析 例 1.某地區(qū)通過(guò)一個(gè)樣本容量為 722 的調(diào)查數(shù)據(jù)得到勞動(dòng)力受教育的一個(gè)回歸方程為 edu = 10.36 - 0.094sibs + 0.131medu + 0.210 fedu R2=0.214 式中,edu 為勞動(dòng)力受教育年數(shù),sibs 為該勞動(dòng)力家庭中兄弟姐妹的個(gè)數(shù),medu 與 fedu 分別為母親與父親受到教育的年數(shù)。問(wèn) (1)sibs 是否具有預(yù)期的影響?為什么?若 medu 與 fedu 保持不變,為了使預(yù)測(cè)的受教育水平減少一年,需要 sibs 增加多少? (2)請(qǐng)對(duì) medu 的系數(shù)給予適當(dāng)?shù)慕忉尅? (3)如果兩個(gè)勞動(dòng)力都沒(méi)有兄弟姐妹,但其中一個(gè)的父母受教育的年數(shù)為 12 年,另一個(gè)的父母受教育的年數(shù)為 16 年,則兩人受教育的年數(shù)預(yù)期相差多少? 解答: (1)預(yù)期 sibs 對(duì)勞動(dòng)者受教育的年數(shù)有影響。因此在收入及支出預(yù)算約束一定的條件下,子女越多的家庭,每個(gè)孩子接受教育的時(shí)間會(huì)越短。 根據(jù)多元回歸模型偏回歸系數(shù)的含義,sibs 前的參數(shù)估計(jì)值-0.094 表明,在其他條件不變的情況下,每增加 1 個(gè)兄弟姐妹,受教育年數(shù)會(huì)減少 0.094 年,因此,要減少 1 年受教育的時(shí)間,兄弟姐妹需增加 1/0.094=10.6 個(gè)。 (2)medu 的系數(shù)表示當(dāng)兄弟姐妹數(shù)與父親受教育的年數(shù)保持不變時(shí),母親每增加 1 年受教育的機(jī)會(huì),其子女作為勞動(dòng)者就會(huì)預(yù)期增加 0.131 年的教育機(jī)會(huì)。 (3)首先計(jì)算兩人受教育的年數(shù)分別為 10.36+0.13112+0.21012=14.452 10.36+0.13116+0.21016=15.816 因此,兩人的受教育年限的差別為 15.816-14.452=1.364 例 2.以企業(yè)研發(fā)支出(R&D)占銷(xiāo)售額的比重為被解釋變量(Y),以企業(yè)銷(xiāo)售額(X1)與利潤(rùn)占銷(xiāo)售額的比重(X2)為解釋變量,一個(gè)有 32 容量的樣本企業(yè)的估計(jì)結(jié)果如下: Y = 0.472 + 0.32 log(X1 ) + 0.05X 2 (1.37) (0.22) (0.046) R2 = 0.099 其中括號(hào)中為系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差。 (1)解釋 log(X1)的系數(shù)。如果 X1 增加 10%,估計(jì) Y 會(huì)變化多少個(gè)百分點(diǎn)?這在經(jīng)濟(jì)上是一個(gè)很大的影響嗎? (2)針對(duì) R&D 強(qiáng)度隨銷(xiāo)售額的增加而提高這一備擇假設(shè),檢驗(yàn)它不雖 X1 而變化的假設(shè)。分別在 5%和 10%的顯著性水平上進(jìn)行這個(gè)檢驗(yàn)。 (3)利潤(rùn)占銷(xiāo)售額的比重 X2 對(duì) R&D 強(qiáng)度 Y 是否在統(tǒng)計(jì)上有顯著的影響? 解答: (1)log(x1)的系數(shù)表明在其他條件不變時(shí),log(x1)變化 1 個(gè)單位,Y 變化的單位數(shù),即DY=0.32Dlog(X1)0.32(DX1/X1)=0.32100%,換言之,當(dāng)企業(yè)銷(xiāo)售 X1 增長(zhǎng) 100%時(shí),企業(yè)研發(fā)支出占銷(xiāo)售額的比重 Y 會(huì)增加 0.32 個(gè)百分點(diǎn)。由此,如果 X1 增加 10%,Y 會(huì)增加 0.032 個(gè)百分點(diǎn)。這在經(jīng)濟(jì)上不是一個(gè)較大的影響。 (2)針對(duì)備擇假設(shè) H1: b1 > 0 ,檢驗(yàn)原假設(shè) H0: b1 = 0 。易知計(jì)算的 t 統(tǒng)計(jì)量的值 為 t=0.32/0.22=1.468。在 5%的顯著性水平下,自由度為 32-3=29 的 t 分布的臨界值為 1.699 (單側(cè)),計(jì)算的 t 值小于該臨界值,所以不拒絕原假設(shè)。意味著 R&D 強(qiáng)度不隨銷(xiāo)售額的增加而變化。在 10%的顯著性水平下,t 分布的臨界值為 1.311,計(jì)算的 t 值小于該值,拒絕原假設(shè),意味著 R&D 強(qiáng)度隨銷(xiāo)售額的增加而增加。 (3)對(duì) X2,參數(shù)估計(jì)值的 t 統(tǒng)計(jì)值為 0.05/0.46=1.087,它比在 10%的顯著性水平下的臨界值還小,因此可以認(rèn)為它對(duì) Y 在統(tǒng)計(jì)上沒(méi)有顯著的影響。 例 3.下表為有關(guān)經(jīng)批準(zhǔn)的私人住房單位及其決定因素的 4 個(gè)模型的估計(jì)量和相關(guān)統(tǒng)計(jì)值(括號(hào)內(nèi)為 p-值)(如果某項(xiàng)為空,則意味著模型中沒(méi)有此變量)。數(shù)據(jù)為美國(guó) 40 個(gè)城市的數(shù)據(jù)。模型如下: hou sin g = b0 + b1density + b2 value + b3income + b4 popchang + b5unemp + b6localtax + b7 statetax + m 式中 housing——實(shí)際頒發(fā)的建筑許可證數(shù)量,density——每平方英里的人口密度,value— —自由房屋的均值(單位:百美元),income——平均家庭的收入(單位:千美元),popchang ——1980~1992 年的人口增長(zhǎng)百分比,unemp——失業(yè)率,localtax——人均交納的地方稅,statetax——人均繳納的州稅 變量 模型 A 模型 B 模型 C 模型 D C 813 (0.74) -392 (0.81) -1279 (0.34) -973 (0.44) Density 0.075 (0.43) 0.062 (0.32) 0.042 (0.47) Value -0.855 (0.13) -0.873 (0.11) -0.994 (0.06) -0.778 (0.07) Income 110.41 (0.14) 133.03 (0.04) 125.71 (0.05) 116.60 (0.06) Popchang 26.77 (0.11) 29.19 (0.06) 29.41 (0.001) 24.86 (0.08) Unemp -76.55 (0.48) Localtax -0.061 (0.95) Statetax -1.006 (0.40) -1.004 (0.37) RSS 4.763e+7 4.843e+7 4.962e+7 5.038e+7 R2 0.349 0.338 0.322 0.312 s? 2 1.488e+6 1.424e+6 1.418e+6 1.399e+6 AIC 1.776e+6 1.634e+6 1.593e+6 1.538e+6 (1)檢驗(yàn)?zāi)P?A 中的每一個(gè)回歸系數(shù)在 10%水平下是否為零(括號(hào)中的值為雙邊備擇 p- 值)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,你認(rèn)為應(yīng)該把變量保留在模型中還是去掉? (2)在模型A中,在 10%水平下檢驗(yàn)聯(lián)合假設(shè)H0:bi =0(i=1,5,6,7)。說(shuō)明被擇假設(shè),計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值,說(shuō)明其在零假設(shè)條件下的分布,拒絕或接受零假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)。說(shuō)明你的結(jié)論。 (3)哪個(gè)模型是“最優(yōu)的”?解釋你的選擇標(biāo)準(zhǔn)。 (4)說(shuō)明最優(yōu)模型中有哪些系數(shù)的符號(hào)是“錯(cuò)誤的”。說(shuō)明你的預(yù)期符號(hào)并解釋原因。確認(rèn)其是否為正確符號(hào)。 解答: (1)直接給出了 P-值,所以沒(méi)有必要計(jì)算 t-統(tǒng)計(jì)值以及查 t 分布表。根據(jù)題意,如果p-值<0.10,則我們拒絕參數(shù)為零的原假設(shè)。 由于表中所有參數(shù)的 p-值都超過(guò)了 10%,所以沒(méi)有系數(shù)是顯著不為零的。但由此去掉所有解釋變量,則會(huì)得到非常奇怪的結(jié)果。其實(shí)正如我們所知道的,多元回去歸中在省略變量時(shí)一定要謹(jǐn)慎,要有所選擇。本例中,value、income、popchang 的 p-值僅比 0.1 稍大一點(diǎn),在略掉 unemp、localtax、statetax 的模型 C 中,這些變量的系數(shù)都是顯著的。 ( 2 )針對(duì)聯(lián)合假設(shè) H0 : bi =0(i=1,5,6,7) 的備擇假設(shè)為 H1 : bi =0(i=1,5,6,7) 中至少有一個(gè)不為零。檢驗(yàn)假設(shè)H0,實(shí)際上就是參數(shù)的約束性檢驗(yàn),非約束模型為模型A, 約束模型為模型D,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為 F = (RSSR - RSSU ) /(kU - kR ) = (5.038e + 7 - 4.763e + 7) /(7 - 3) = 0.462 RSSU /(n - kU -1) (4.763e + 7) /(40 - 8) 顯然,在 H0 假設(shè)下,上述統(tǒng)計(jì)量滿(mǎn)足 F 分布,在 10%的顯著性水平下,自由度為(4,32)的 F 分布的臨界值位于 2.09 和 2.14 之間。顯然,計(jì)算的 F 值小于臨界值,我們不能拒絕 H0,所以βi(i=1,5,6,7)是聯(lián)合不顯著的。 (3)模型 D 中的 3 個(gè)解釋變量全部通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。盡管 R2 與殘差平方和較大,但相對(duì)來(lái)說(shuō)其 AIC 值最低,所以我們選擇該模型為最優(yōu)的模型。 (4)隨著收入的增加,我們預(yù)期住房需要會(huì)隨之增加。所以可以預(yù)期β3>0,事實(shí)上其估計(jì)值確是大于零的。同樣地,隨著人口的增加,住房需求也會(huì)隨之增加,所以我們預(yù)期β 4>0,事實(shí)其估計(jì)值也是如此。隨著房屋價(jià)格的上升,我們預(yù)期對(duì)住房的需求人數(shù)減少,即我們預(yù)期β3 估計(jì)值的符號(hào)為負(fù),回歸結(jié)果與直覺(jué)相符。出乎預(yù)料的是,地方稅與州稅為不顯著的。由于稅收的增加將使可支配收入降低,所以我們預(yù)期住房的需求將下降。雖然模型 A 是這種情況,但它們的影響卻非常微弱。 4、在經(jīng)典線(xiàn)性模型基本假定下,對(duì)含有三個(gè)自變量的多元回歸模型: Y = b0 + b1 X1 + b2 X 2 + b3 X 3 + m 你想檢驗(yàn)的虛擬假設(shè)是 H0: b1 - 2b2 = 1 。 ? ? ? ? (1)用 b1 , b2 的方差及其協(xié)方差求出Var(b1 - 2b2 ) 。 (2)寫(xiě)出檢驗(yàn) H0: b1 - 2b2 = 1 的 t 統(tǒng)計(jì)量。 (3)如果定義 b1 - 2b2 = q ,寫(xiě)出一個(gè)涉及b0、q、b2和b3的回歸方程,以便能直接得 到q估計(jì)值q? 及其標(biāo)準(zhǔn)誤。 解答: (1)由數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)知識(shí)易知 ? ? ? ? ? ? Var(b1 - 2b2 ) = Var(b1 ) - 4Cov(b1 , b2 ) + 4Var(b2 ) (2)由數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)知識(shí)易知 ? ? ? ? ? ? b1 - 2b2 -1 t = ? ? 2 ) ,其中 se(b1 - 2b2 ) 為 (b1 - 2b2 ) 的標(biāo)準(zhǔn)差。 se(b1 - 2b (3)由 b1 - 2b2 = q 知 b1 = q + 2b2 ,代入原模型得 Y = b0 + (q + 2b2 ) X1 + b2 X 2 + b3 X 3 + m = b0 + qX1 + b2 (2X1 + X 2 ) + b3 X 3 + m 這就是所需的模型,其中q估計(jì)值q? 及其標(biāo)準(zhǔn)誤都能通過(guò)對(duì)該模型進(jìn)行估計(jì)得到。 三、習(xí)題 (一)基本知識(shí)類(lèi)題型 3-1.解釋下列概念: 1) 多元線(xiàn)性回歸 6) 參數(shù)估計(jì)量的置信區(qū)間 2) 虛變量 7) 被解釋變量預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間 3) 正規(guī)方程組 8) 受約束回歸 4) 無(wú)偏性 9) 無(wú)約束回歸 5) 一致性 10) 參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn) 3-2.觀(guān)察下列方程并判斷其變量是否呈線(xiàn)性?系數(shù)是否呈線(xiàn)性?或都是?或都不是? 1) Yi = b0 + b1 X i3 + e i 2) Yi = b0 + b1 log X i + e i 3) logYi = b0 + b1 log X i + e i 4) Yi = b0 + b1 (b2 X i ) + e i b 5) Yi = b1 X0 i + e i 6) Y = 1 + b 0 (1 - X b1 ) + e i i i 7) Yi = b0 + b1 X1i + b2 X 2i 10 + e i 3-3.多元線(xiàn)性回歸模型與一元線(xiàn)性回歸模型有哪些區(qū)別? 3-4.為什么說(shuō)最小二乘估計(jì)量是最優(yōu)的線(xiàn)性無(wú)偏估計(jì)量?多元線(xiàn)性回歸最小二乘估計(jì)的正 規(guī)方程組,能解出唯一的參數(shù)估計(jì)的條件是什么? 3-5.多元線(xiàn)性回歸模型的基本假設(shè)是什么?試說(shuō)明在證明最小二乘估計(jì)量的無(wú)偏性和有效 性的過(guò)程中,哪些基本假設(shè)起了作用? 3-6.請(qǐng)說(shuō)明區(qū)間估計(jì)的含義。 (二)基本證明與問(wèn)答類(lèi)題型 3-7.什么是正規(guī)方程組?分別用非矩陣形式和矩陣形式寫(xiě)出模型: yi = b0 + b1 x1i + b2 x2i + + bk xki + ui , i = 1,2, , n 的正規(guī)方程組,及其推導(dǎo)過(guò)程。 3-8.對(duì)于多元線(xiàn)性回歸模型,證明: (1) ei = 0 ( ) ? = ( ? ? + ? = b 0 + b 1 x1i + b k xki )ei 0 2 yi ei 3-9.為什么從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型得到的預(yù)測(cè)值不是一個(gè)確定的值?預(yù)測(cè)值的置信區(qū)間和置信 度的含義是什么?在相同的置信度下如何才能縮小置信區(qū)間?為什么? 3-10.在多元線(xiàn)性回歸分析中, t 檢驗(yàn)與 F 檢驗(yàn)有何不同?在一元線(xiàn)性回歸分析中二者是否 有等價(jià)的作用? 3-11.設(shè)有模型: y = b0 + b1 x1 + b2 x2 + u ,試在下列條件下: (1) b1 + b2 = 1 (2) b1 = b2 分別求出 b1 和 b2 的最小二乘估計(jì)量。 3-12.多元線(xiàn)性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 y i = b0 + b1 x1i + b2 x 2 i + + bk xki + mi i = 1,2,…,n (2.11.1) 的矩陣形式是什么?其中每個(gè)矩陣的含義是什么?熟練地寫(xiě)出用矩陣表示的該模型的普通 最小二乘參數(shù)估計(jì)量,并證明在滿(mǎn)足基本假設(shè)的情況下該普通最小二乘參數(shù)估計(jì)量是無(wú)偏和 有效的估計(jì)量。 3-13.有如下生產(chǎn)函數(shù): ln X = 1.37 + 0.632 ln K + 0.452 ln L (0.257) (0.219) R2 = 0.98 Cov(bK , bL ) = 0.055 其中括號(hào)內(nèi)數(shù)值為參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差。請(qǐng)檢驗(yàn)以下零假設(shè): (1)產(chǎn)出量的資本彈性和勞動(dòng)彈性是等同的; (2)存在不變規(guī)模收益,即a + b = 1 。 3-14.對(duì)模型 yi = b0 + b1 x1i + b2 x2i + + bk xki + ui 應(yīng)用 OLS 法,得到回歸方程如下: ? ? ? ? + ? = b 0 + b 1 x1i + b 2 x2i + b k xki yi 要求:證明殘差 ei = yi - y?i 與 y?i 不相關(guān),即: y?iei = 0 。 3-15. 3-16.考慮下列兩個(gè)模型: Ⅰ、 yi = b1 + b2 x2i + b3 x3i + ui Ⅱ、 ( yi - x2i ) = a1 + a2 x2i + a3 x3i + ui ? ? ,a?3 ? 要求:(1)證明:a?2 = b2 - 1 ,a?1 = b1 = b3 (2)證明:殘差的最小二乘估計(jì)量相同,即: u?i = u?i (3)在何種情況下,模型Ⅱ的擬合優(yōu)度 R22 會(huì)小于模型Ⅰ擬合優(yōu)度 R12 。 (三)基本計(jì)算類(lèi)題型 3-20.試對(duì)二元線(xiàn)性回歸模型:Yi = b0 + b1 X1i + b2 X 2i + ui ,( i = 1,2, , n )作回歸分 ? ? ? ; 析,要求:(1)求出未知參數(shù) b0 , b1 , b2 的最小二乘估計(jì)量 b0 , b1 , b2 (2)求出隨機(jī)誤差項(xiàng) u 的方差 s 2 的無(wú)偏估計(jì)量;(3)對(duì)樣本回歸方程作擬合優(yōu)度檢驗(yàn);(4)對(duì)總體回歸方程的顯著性進(jìn)行 F 檢驗(yàn); (5)對(duì) b1 , b2 的顯著性進(jìn)行 t 檢驗(yàn); (6)當(dāng) X 0 = (1, X10 , X 20 ) 時(shí),寫(xiě)出 E(Y0 | X 0 ) 和Y0的置信度為 95%的預(yù)測(cè)區(qū)間。 3-21.下表給出三變量模型的回歸結(jié)果: 方差來(lái)源 平方和(SS) 自由度(d.f.) 平方和的均值(MSS) 來(lái)自回歸 65965 — — 來(lái)自殘差 — — — 總離差(TSS) 66042 14 要求:(1)樣本容量是多少?(2)求 RSS? (3)ESS 和 RSS 的自由度各是多少? (4)求 R2 和 R2 ? (5)檢驗(yàn)假設(shè): X 2 和 X 3 對(duì) Y 無(wú)影響。你用什么假設(shè)檢驗(yàn)?為什么? (6)根據(jù)以上信息,你能否確定 X 2 和 X 3 各自對(duì) Y 的貢獻(xiàn)嗎? 3-22.下面給出依據(jù) 15 個(gè)觀(guān)察值計(jì)算得到的數(shù)據(jù): Y = 367.693 , X 2 = 402.760 , X 3 = 8.0 , yi2 = 66042.269 x22i = 84855.096 , x32i = 280.0 , yi x2i = 74778.346 yi x3i = 4250.9 , x2i x3i = 4796.0 其中小寫(xiě)字母代表了各值與其樣本均值的離差。 要求:(1)估計(jì)三個(gè)多元回歸系數(shù); (2)估計(jì)它們的標(biāo)準(zhǔn)差;并求出 R 2 與 R2 ? (3)估計(jì) B2 、 B3 95%的置信區(qū)間;(4)在a = 5% 下,檢驗(yàn)估計(jì)的每個(gè)回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性(雙邊檢驗(yàn)); (5)檢驗(yàn)在a = 5% 下所有的部分系數(shù)都為零,并給出方差分析表。 3-23.考慮以下方程(括號(hào)內(nèi)為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差): W?i = 8.562 + 0.364Pt + 0.004Pt-1 - 2.560Ut (0.080) (0.072) (0.658) n = 19 R2 = 0.873 其中:W —— t 年的每位雇員的工資和薪水 P —— t 年的物價(jià)水平 U —— t 年的失業(yè)率 要求:(1)對(duì)個(gè)人收入估計(jì)的斜率系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn);(盡量在做本題之前不參考結(jié)果) (2)討論 Pt -1 在理論上的正確性,對(duì)本模型的正確性進(jìn)行討論; Pt -1 是否應(yīng)從方程中 刪除?為什么? 3-24.下表是某種商品的需求量、價(jià)格和消費(fèi)者收入十年的時(shí)間序列資料: 年份 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 需求量 59190 65450 62360 64700 67400 64440 68000 72400 75710 70680 價(jià) 格 23.56 24.44 32.07 32.46 31.15 34.14 35.30 38.70 39.63 46.68 收入 76200 91200 106700 111600 119000 129200 143400 159600 180000 193000 要求:(1)已知商品需求量 Y 是其價(jià)格 X1 和消費(fèi)者收入 X 2 的函數(shù),試求 Y 對(duì) X1 和 X 2 的最 ? ? ? ? 小二乘回歸方程:Y = b0 + b1 X1 + b2 X 2 (2)求 Y 的總變差中未被 X1 和 X 2 解釋的部分,并對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn); ? ? (3)對(duì)回歸參數(shù) b1 , b2 進(jìn)行顯著性 t 檢驗(yàn)。 3-25.參考習(xí)題 2-28 給出的數(shù)據(jù),要求: (1)建立一個(gè)多元回歸模型,解釋 MBA 畢業(yè)生的平均初職工資,并且求出回歸結(jié)果; (2)如果模型中包括了 GPA 和 GMAT 分?jǐn)?shù)這兩個(gè)解釋變量,先驗(yàn)地,你可能會(huì)遇到什么 問(wèn)題,為什么? (3)如果學(xué)費(fèi)這一變量的系數(shù)為正、并且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的,是否表示進(jìn)入最昂貴的商業(yè) 學(xué)校是值得的。學(xué)費(fèi)這個(gè)變量可用什么來(lái)代替? 3-26.經(jīng)研究發(fā)現(xiàn),學(xué)生用于購(gòu)買(mǎi)書(shū)籍及課外讀物的支出與本人受教育年限和其家庭收入水 平有關(guān),對(duì) 18 名學(xué)生進(jìn)行調(diào)查的統(tǒng)計(jì)資料如下表所示: 學(xué)生 購(gòu)買(mǎi)書(shū)籍及課外 受教育年限 家庭月可支配收 序號(hào) 讀物支出 Y (元/ X1 (年) 入 X 2 (元/月) 1 450.5 4 171.2 2 507.7 4 174.2 3 613.9 5 204.3 4 563.4 4 218.7 5 501.5 4 219.4 6 781.5 7 240.4 7 541.8 4 273.5 8 611.1 5 294.8 9 1222.1 10 330.2 10 793.2 7 333.1 11 660.8 5 366.0 12 792.7 6 350.9 13 580.8 4 357.9 14 612.7 5 359.0 15 890.8 7 371.9 16 1121.0 9 435.3 17 1094.2 8 523.9 18 1253.0 10 604.1 要求: (1)試求出學(xué)生購(gòu)買(mǎi)書(shū)籍及課外讀物的支出 Y 與受教育年限 X1 和家庭收入水平 X 2 的估計(jì) ? ? ? ? 的回歸方程:Y = b0 + b1 X1 + b2 X 2 (2)對(duì) b1 , b2 的顯著性進(jìn)行 t 檢驗(yàn);計(jì)算 R2 和 R 2 ; (3)假設(shè)有一學(xué)生的受教育年限 X1 = 10 年,家庭收入水平 X 2 = 480元/月,試預(yù)測(cè)該學(xué)生全 年購(gòu)買(mǎi)書(shū)籍及課外讀物的支出,并求出相應(yīng)的預(yù)測(cè)區(qū)間(α=0.05)。 3-27.根據(jù) 100 對(duì)( x1 , y )的觀(guān)察值計(jì)算出: x12 = 12 xy = -9 y2 = 30 要求: (1)求出一元模型 y = b0 + b1 x1 + u 中的 b1 的最小二乘估計(jì)量及其相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)量; (2)后來(lái)發(fā)現(xiàn) y 還受 x2 的影響,于是將一元模型改為二元模型 y = a 0 + a1 x1 + a 2 x2 + v , 收集 x2 的相應(yīng)觀(guān)察值并計(jì)算出: x22 = 6 x2 y = 8 x1 x2 = 2 求二元模型中的a1 ,a 2 的最小二乘估計(jì)量及其相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)量; ? 是否相等?為什么? (3)一元模型中的 b1 與二元模型中的a?1 3-28.考慮以下預(yù)測(cè)的回歸方程: Y? = -120 + 0.10F + 5.33RS 2 = 0.50 t R t t 其中: Yt ——第 t 年的玉米產(chǎn)量(蒲式耳/畝) Ft ——第 t 年的施肥強(qiáng)度(磅/畝) RSt ——第 t 年的降雨量(英寸) 要求回答下列問(wèn)題: (1)從 F 和 RS 對(duì) Y 的影響方面,說(shuō)出本方程中系數(shù) 0.10 和 5.33 的含義; (2)常數(shù)項(xiàng) -120 是否意味著玉米的負(fù)產(chǎn)量可能存在? (3)假定 b F 的真實(shí)值為 0.40 ,則估計(jì)值是否有偏?為什么? (4)假定該方程并不滿(mǎn)足所有的古典模型假設(shè),即并不是最佳線(xiàn)性無(wú)偏估計(jì)值,則是否意 味著 b RS 的真實(shí)值絕對(duì)不等于 5.33 ?為什么? 3-29.已知線(xiàn)性回歸模型 Y = XB + U 式中 U ~ (0,s 2 I ), n = 13 且 k = 3( n 為樣本 容量, k 為參數(shù)的個(gè)數(shù)),由二次型 (Y - XB)(Y - XB) 的最小化得到如下線(xiàn)性方程組: ? ? 2 + ? = 3 b1 + 2b b3 ? ? ? = 9 2b1 + 5b2 + b3 ? ? + ? b1 + b2 6b3 = -8 要求:(1)把問(wèn)題寫(xiě)成矩陣向量的形式;用求逆矩陣的方法求解之; (2)如果 YY = 53 ,求s? 2 ; ? (3)求出 b 的方差—協(xié)方差矩陣。 3-30.已知數(shù)據(jù)如下表: Y X1 X 2 1 1 10 3 2 9 8 3 5 15 4 1 28 5 -6 要求:(1)先根據(jù)表中數(shù)據(jù)估計(jì)以下回歸模型的方程(只估計(jì)參數(shù)不用估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差): yi = a 0 + a1 x1i + u1i yi = l0 + l2 x2i + u2i yi = b0 + b1 x1i + b2 x2i + ui (2)回答下列問(wèn)題:a1 = b1 嗎?為什么? l2 = b2 嗎?為什么? (四)自我綜合練習(xí)類(lèi)題型 3-31.自己選擇研究對(duì)象(最好是一個(gè)實(shí)際經(jīng)濟(jì)問(wèn)題),收集樣本數(shù)據(jù),應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件 (建議使用 Eviews3.1),完成建立多元線(xiàn)性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的全過(guò)程,并寫(xiě)出詳細(xì)研究報(bào)告。 四、習(xí)題參考答案 (一)基本知識(shí)類(lèi)題型 3-1.解釋下列概念(1)在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中往往存在一個(gè)被解釋變量受到多個(gè)解釋變量的影響的現(xiàn)象, 表現(xiàn)為在線(xiàn)性回歸模型中有多個(gè)解釋變量,這樣的模型被稱(chēng)為多元線(xiàn)性回歸模型,多元 指多個(gè)解釋變量。 CU = CC ? (2)形如 B 的關(guān)于參數(shù)估計(jì)值的線(xiàn)性代數(shù)方程組稱(chēng)為正規(guī)方程組。 3-2.答:變量非線(xiàn)性、系數(shù)線(xiàn)性;變量、系數(shù)均線(xiàn)性;變量、系數(shù)均線(xiàn)性;變量線(xiàn) 性、系數(shù)非線(xiàn)性;變量、系數(shù)均為非線(xiàn)性;變量、系數(shù)均為非線(xiàn)性;變量、系數(shù)均為線(xiàn) 性。 3-3.答:多元線(xiàn)性回歸模型與一元線(xiàn)性回歸模型的區(qū)別表現(xiàn)在如下幾方面:一是解 釋變量的個(gè)數(shù)不同;二是模型的經(jīng)典假設(shè)不同,多元線(xiàn)性回歸模型比一元線(xiàn)性回歸模型 多了“解釋變量之間不存在線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系”的假定;三是多元線(xiàn)性回歸模型的參數(shù)估計(jì) 式的表達(dá)更復(fù)雜; 3-4.在多元線(xiàn)性回歸模型中,參數(shù)的最小二乘估計(jì)量具備線(xiàn)性、無(wú)偏性、最小方差 性,同時(shí)多元線(xiàn)性回歸模型滿(mǎn)足經(jīng)典假定,所以此時(shí)的最小二乘估計(jì)量是最優(yōu)的線(xiàn)性無(wú) 偏估計(jì)量,又稱(chēng) BLUE 估計(jì)量。對(duì)于多元線(xiàn)性回歸最小二乘估計(jì)的正規(guī)方程組, 3-5.答:多元線(xiàn)性回歸模型的基本假定有:零均值假定、隨機(jī)項(xiàng)獨(dú)立同方差假定、 解釋變量的非隨機(jī)性假定、解釋變量之間不存在線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系假定、隨機(jī)誤差項(xiàng) ui 服從 均值為 0 方差為s 2 的正態(tài)分布假定。在證明最小二乘估計(jì)量的無(wú)偏性中,利用了解釋 變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)的假定;在有效性的證明中,利用了隨機(jī)項(xiàng)獨(dú)立同方差假定。 3-6.答:區(qū)間估計(jì)是指研究用未知參數(shù)的點(diǎn)估計(jì)值(從一組樣本觀(guān)測(cè)值算得的)作 為近似值的精確程度和誤差范圍。 (二)基本證明與問(wèn)答類(lèi)題型 3-7.答:含有待估關(guān)系估計(jì)量的方程組稱(chēng)為正規(guī)方程組。 正規(guī)方程組的非矩陣形式如下: ? 0 +? ? ? ? y i - (b b1 x?1i + b2 x?2i + + bk x?ki ) = 0 y i x1i - (b0 + b1 x1i + b2 x2i + + bk xki )x1i ? + ? ? ? y i x2i - (b0 b1 x1i + b2 x2i + + bk xki )x2i ? ? ? ? y i xki - + (b0 b1 x1i + b2 x2i + + bk xki )xki 正規(guī)方程組的矩陣形式如下: = 0 = 0 = 0 CU = CC ? B 推導(dǎo)過(guò)程略。 3-16.解: (1)證明:由參數(shù)估計(jì)公式可得下列參數(shù)估計(jì)值 x2i ( yi - x2i ) x2i x3i a?2 = x3i ( yi - x2i ) x32i x22i x 2i x3i x2i x3i x32i x2i yi x2i x3i x22i x2i x3i- 1.請(qǐng)仔細(xì)閱讀文檔,確保文檔完整性,對(duì)于不預(yù)覽、不比對(duì)內(nèi)容而直接下載帶來(lái)的問(wèn)題本站不予受理。
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