计量经济学第三版庞浩版课后答案全.docx

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计量经济学第三版庞浩版课后答案全

第二章

2.2

（1）

①对于浙江省预算收入与全省生产总值的模型，用分析结果如下：

:

Y

:

:

12/03/14:

17:

00

（）:

133

:

33

.

.  

X

0.176124

0.004072

43.25639

0.0000

C

-154.3063

39.08196

-3.948274

0.0004

0.983702

902.5148

0.983177

    .

1351.009

.

175.2325

13.22880

951899.7

13.31949

-216.2751

    .

13.25931

1871.115

0.100021

（）

0.000000

②由上可知，模型的参数：

斜率系数0.176124，截距为—154.3063

③关于浙江省财政预算收入与全省生产总值的模型，检验模型的显著性：

1）可决系数为0.983702，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。

2）对于回归系数的t检验：

t（β2）=43.25639>t0.025（31）=2.0395，对斜率系数的显著性检验表明，全省生产总值对财政预算总收入有显著影响。

④用规范形式写出检验结果如下：

0.176124X—154.3063

（0.004072）（39.08196）

（43.25639）（-3.948274）

R2=0.9837021871.11533

⑤经济意义是：

全省生产总值每增加1亿元，财政预算总收入增加0.176124亿元。

（2）当32000时，

①进行点预测，由上可知0.176124X—154.3063，代入可得：

0.176124*32000—154.3063=5481.6617

②进行区间预测：

先由分析：

X

Y

 6000.441

 902.5148

 2689.280

 209.3900

 27722.31

 4895.410

 123.7200

 25.87000

 ..

 7608.021

 1351.009

 1.432519

 1.663108

 4.010515

 4.590432

 12.69068

 18.69063

 0.001755

 0.000087

 198014.5

 29782.99

 ..

 1.8509

 58407195

 33

 33

由上表可知，

∑x2=∑（—X）2=δ2x（n—1）= 7608.0212x（33—1）=1852223.473

（—X）2=（32000— 6000.441）2=675977068.2

当32000时，将相关数据代入计算得到：

5481.6617—2.0395x175.2325x√1/33+1852223.473/675977068.2≤

≤5481.6617+2.0395x175.2325x√1/33+1852223.473/675977068.2

即的置信区间为（5481.6617—64.9649,5481.6617+64.9649）

（3）对于浙江省预算收入对数与全省生产总值对数的模型，由分析结果如下：

:

:

:

12/03/14:

18:

00

（）:

133

:

33

.

.  

0.980275

0.034296

28.58268

0.0000

C

-1.918289

0.268213

-7.152121

0.0000

0.963442

5.573120

0.962263

    .

1.684189

.

0.327172

0.662028

3.318281

0.752726

-8.923468

    .

0.692545

816.9699

0.096208

（）

0.000000

①模型方程为：

0.9802751.918289

②由上可知，模型的参数：

斜率系数为0.980275，截距为-1.918289

③关于浙江省财政预算收入与全省生产总值的模型，检验其显著性：

1）可决系数为0.963442，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。

2）对于回归系数的t检验：

t（β2）=28.58268>t0.025（31）=2.0395，对斜率系数的显著性检验表明，全省生产总值对财政预算总收入有显著影响。

④经济意义：

全省生产总值每增长1%，财政预算总收入增长0.980275%

2.4

（1）对建筑面积与建造单位成本模型，用分析结果如下：

:

Y

:

:

12/01/14:

12:

40

:

112

:

12

.

.  

X

-64.18400

4.809828

-13.34434

0.0000

C

1845.475

19.26446

95.79688

0.0000

0.946829

1619.333

0.941512

    .

131.2252

.

31.73600

9.903792

10071.74

9.984610

-57.42275

    .

9.873871

178.0715

1.172407

（）

0.000000

由上可得：

建筑面积与建造成本的回归方程为：

1845.47564.18400X

（2）经济意义：

建筑面积每增加1万平方米，建筑单位成本每平方米减少64.18400元。

（3）

①首先进行点预测，由1845.47564.18400X得，当4.5，1556.647

②再进行区间估计：

用分析：

Y

X

 1619.333

 3.523333

 1630.000

 3.715000

 1860.000

 6.230000

 1419.000

 0.600000

 ..

 131.2252

 1.989419

 0.003403

-0.060130

 2.346511

 1.664917

 0.213547

 0.898454

 0.898729

 0.638121

 19432.00

 42.28000

 ..

 189420.7

 43.53567

 12

 12

由上表可知，

∑x2=∑（—X）2=δ2x（n—1）= 1.9894192x（12—1）=43.5357

（—X）2=（4.5— 3.523333）2=0.95387843

当4.5时，将相关数据代入计算得到：

1556.647—2.228x31.73600x√1/12+43.5357/0.95387843≤

≤1556.647+2.228x31.73600x√1/12+43.5357/0.95387843

即的置信区间为（1556.647—478.1231,1556.647+478.1231）

第三章

3.2

１）对出口货物总额计量经济模型，用分析结果如下：

：

:

Y

:

:

12/01/14:

20:

25

:

19942011

:

18

.

.  

X2

0.135474

0.012799

10.58454

0.0000

X3

18.85348

9.776181

1.928512

0.0729

C

-18231.58

8638.216

-2.110573

0.0520

0.985838

6619.191

0.983950

    .

5767.152

.

730.6306

16.17670

8007316.

16.32510

-142.5903

    .

16.19717

522.0976

1.173432

（）

0.000000

①由上可知，模型为：

Y=0.135474X2+18.85348X3-18231.58

②对模型进行检验：

1）可决系数是0.985838，修正的可决系数为0.983950，说明模型对样本拟合较好

2）F检验，522.0976>F（2,15）=4.77，回归方程显著

3）t检验，t统计量分别为X2的系数对应t值为10.58454，大于t（15）=2.131，系数是显著的，X3的系数对应t值为1.928512，小于t（15）=2.131，说明此系数是不显著的。

（2）对于对数模型，用分析结果如下：

:

:

:

12/01/14:

20:

25

:

19942011

:

18

.

.  

2

1.564221

0.088988

17.57789

0.0000

3

1.760695

0.682115

2.581229

0.0209

C

-20.52048

5.432487

-3.777363

0.0018

0.986295

8.400112

0.984467

    .

0.941530

.

0.117343

-1.296424

0.206540

-1.148029

14.66782

    .

-1.275962

539.7364

0.686656

（）

0.000000

①由上可知，模型为：

20.52048+1.5642212+1.7606953

②对模型进行检验：

1）可决系数是0.986295，修正的可决系数为0.984467，说明模型对样本拟合较好。

2）F检验，539.7364>F（2,15）=4.77，回归方程显著。

3）t检验，t统计量分别为-3.777363，17.57789，2.581229，均大于t（15）=2.131，所以这些系数都是显著的。

（3）

①

（1）式中的经济意义：

工业增加1亿元，出口货物总额增加0.135474亿元，人民币汇率增加1，出口货物总额增加18.85348亿元。

②

（2）式中的经济意义：

工业增加额每增加1%，出口货物总额增加1.564221%，人民币汇率每增加1%，出口货物总额增加1.760695%

3.3

（1）对家庭书刊消费对家庭月平均收入和户主受教育年数计量模型，由分析结果如下：

:

Y

:

:

12/01/14:

20:

30

:

118

:

18

.

.  

X

0.086450

0.029363

2.944186

0.0101

T

52.37031

5.202167

10.06702

0.0000

C

-50.01638

49.46026

-1.011244

0.3279

0.951235

755.1222

0.944732

    .

258.7206

.

60.82273

11.20482

55491.07

11.35321

-97.84334

    .

11.22528

146.2974

2.605783

（）

0.000000

①模型为：

Y=0.086450X+52.3703150.01638

②对模型进行检验：

1）可决系数是0.951235，修正的可决系数为0.944732，说明模型对样本拟合较好。

2）F检验，539.7364>F（2,15）=4.77，回归方程显著。

3）t检验，t统计量分别为2.944186，10.06702，均大于t（15）=2.131，所以这些系数都是显著的。

③经济意义：

家庭月平均收入增加1元，家庭书刊年消费支出增加0.086450元，户主受教育年数增加1年，家庭书刊年消费支出增加52.37031元。

（2）用分析：

①

:

Y

:

:

12/01/14:

22:

30

:

118

:

18

.

.  

T

63.01676

4.548581

13.85416

0.0000

C

-11.58171

58.02290

-0.199606

0.8443

0.923054

755.1222

0.918245

    .

258.7206

.

73.97565

11.54979

87558.36

11.64872

-101.9481

    .

11.56343

191.9377

2.134043

（）

0.000000

②

:

X

:

:

12/01/14:

22:

34

:

118

:

18

.

.  

T

123.1516

31.84150

3.867644

0.0014

C

444.5888

406.1786

1.094565

0.2899

0.483182

1942.933

0.450881

    .

698.8325

.

517.8529

15.44170

4290746.

15.54063

-136.9753

    .

15.45534

14.95867

1.052251

（）

0.001364

以上分别是y与T，X与T的一元回归

模型分别是：

Y=63.01676T-11.58171

X=123.1516T+444.5888

（3）对残差进行模型分析，用分析结果如下：

:

E1

:

:

12/03/14:

20:

39

:

118

:

18

.

.  

E2

0.086450

0.028431

3.040742

0.0078

C

3.9614

13.88083

2.8515

1.0000

0.366239

2.3014

0.326629

    .

71.76693

.

58.89136

11.09370

55491.07

11.19264

-97.84334

    .

11.10735

9.246111

2.605783

（）

0.007788

模型为：

E1=0.086450E2+3.9614

参数：

斜率系数α为0.086450，截距为3.9614

（3）由上可知，β2与α2的系数是一样的。

回归系数与被解释变量的残差系数是一样的，它们的变化规律是一致的。

第五章

5.3

（1）由软件分析得：

:

Y

:

:

12/10/14:

16:

00

:

131

:

31

.

.  

X

1.244281

0.079032

15.74411

0.0000

C

242.4488

291.1940

0.832602

0.4119

0.895260

4443.526

0.891649

    .

1972.072

.

649.1426

15.85152

15.94404

-243.6986

    .

15.88168

247.8769

1.078581

（）

0.000000

由上表可知，2007年我国农村居民家庭人均消费支出（x）对人均纯收入（y）的模型为：

1.244281242.4488

（2）

①由图形法检验

由上图可知，模型可能存在异方差。

②检验

1）定义区间为1-12时，由软件分析得：

:

Y1

:

:

12/10/14:

11:

34

:

112

:

12

.

.  

X1

1.485296

0.500386

2.968297

0.0141

C

-550.5492

1220.063

-0.451247

0.6614

0.468390

3052.950

0.415229

    .

550.5148

.

420.9803

15.07406

1772245.

15.15488

-88.44437

    .

15.04414

8.810789

2.354167

（）

0.014087

得∑e1i2=1772245.

2）定义区间为20-31时，由软件分析得：

:

Y1

:

:

12/10/14:

16:

36

:

2031

:

12

.

.  

X1

1.086940

0.148863

7.301623

0.0000

C

1173.307

733.2520

1.600141

0.1407

0.842056

6188.329

0.826262

    .

2133.692

.

889.3633

16.56990

7909670.

16.65072

-97.41940

    .

16.53998

53.31370

2.339767

（）

0.000026

得∑e2i2=7909670.

3）根据检验，F统计量为：

∑e2i2/∑e1i2=1772245=4.4631

在α=0.05水平下，分子分母的自由度均为10，查分布表得临界值F0.05（10,10）=2.98，因为4.4631>F0.05（10,10）=2.98，所以拒绝原假设，此检验表明模型存在异方差。

（3）

1）采用法估计过程中，

①用权数w1=1,建立回归得：

:

Y

:

:

12/09/14:

11:

13

:

131

:

31

:

W1

.

.  

X

1.425859

0.119104

11.97157

0.0000

C

-334.8131

344.3523

-0.972298

0.3389

0.831707

3946.082

0.825904

    .

536.1907

.

536.6796

15.47102

8352726.

15.56354

-237.8008

    .

15.50118

143.3184

1.369081

（）

0.000000

0.875855

4443.526

0.871574

    .

1972.072

.

706.7236

1.532908