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1、精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结计量经济学书后习题答案第一章作业答案可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结3、解：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1（ 1） .x i y ix2inxy n x 2492166657163.93756 2114811.407可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结xy01.3.93751.40764.505可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - -
2、 欢迎下载精品名师归纳总结所以，样本回来方程为y.i.x01i4.5051.407xi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结回来系数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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1（ 2） D. . 1.22xix1.222xi nx1 .281可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结D.0 1nx2 xix 2 .2 1nx 2xi22nx2 .162 .21681可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结而2y 2ny2.
3、x ynxy 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结.2ii1ii526163.975 1.4074921663.9375可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结n2n2162可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结277.936160.3988.396可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结14可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1D. . .1.281118.3968126210.10462可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结D.0 .168116818.3964.256可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结3 以 0.
4、05 的显著性水平检验0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结.t0.0s.04.5054.256.12.183 。 t .1s.11.4070.1044.370可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结而临界值tn212t0.975 142.1448可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可以看出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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 4）求1 的置信度为95%的置信区间。可编辑资料 -
5、 - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 1 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结t1.n122D. . 1.4072.14480.1041.4070.691可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1即（ 0.716， 2.098）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 5）求拟合优度R 2y.y 2. x ynxy 可编辑资料 -
6、- - 欢迎下载精品名师归纳总结R 2SSR SSTiy iy 21iiy2iny 2160.398277.9360.577可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结拟合优度 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结SSESSTSSR277.936160.398117.538可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - -
7、欢迎下载精品名师归纳总结（ 7）当价格 x f7 时，猜测该企业的销售额可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结y.f.x01f4.5051.40775.344可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结4、解：（ 1）x i y i2x ix y iy 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x ix ix可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x i y ix2ix i y ix2in xy nx 2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - -
8、 - 欢迎下载精品名师归纳总结02xi y i2nx2x i y ixi y i2nxy2可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结xxxiii x2xi y ixyi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x xxxi yiyx2 0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结iyx i y ix i y i x ix y iy可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结所以当 x0 或者2时，22成立。可编辑资料 - - -
9、欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结与总体方差Di Ei22 相对应的样本方差为i。f可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结无偏性E .2 22i2i2i要求 Ef可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结i由于 E2E2Ey iy.i D y iy.i E 2 yy.i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 2 页，共 19 页 - - - -
10、 - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结其中： Ey iy.i Ey i E y.i Exii E .xi xix i0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Dy iy.i Dy i D y.i 2Covy i , y.i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结=Dy i D .x i 2Cov y i, .x i 可编辑资料
11、- - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结i=Dy i x 2 D .2xiCovy i ,.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结xi=221222xi Cov y i ,xi2 y i 可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结xixi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x22=i12xi2xx22xi2ii可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x2212x=i2i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结22= n= n12可编辑资料 - - - 欢迎下载
12、精品名师归纳总结22即Ei n12iE2n12.22i所以的无偏估量量n1可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 3） D .D x2ix i y ix2D i212x ix2 y i ix ixD 2iy i xi2 D yx2ii可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结xx=222i i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x.2D. .1 2i21ixn1i2n2ix21) i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 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
13、资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结2学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 3 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结
14、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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结第 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结得到一个方程即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
15、精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结22用了。而在 y ixii2的情形下，y iy.i y iy.i 成立。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结2证明：y iy iy.iy.i y. 2y iy. 22y iy.iy.i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结ii其中 y iy.i y.ii . i.i x i0可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结x2所以y
16、iy. 2y iy.i i22y.可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结因此，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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 1）临界值tn212t 0. 975 172.1098可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结而 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 2） t .0.0 ，就 s.0s.0t .00153
17、.14.839可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结.t1.1s.1，就 s.1.0.811t .18.710.043可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结0 、1 的置信度为95%的置信区间分别为：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结t0.n1122) s .152.10984.8391510.209即 4.791,25.209 。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结0t1.n122s.0.812.10980.0430.810.091即 0.719,0.901 。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名
18、师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结6、解：y.i100.84214.743xi可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结边际劳动生产率为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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 4 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -7、解：1（ 1） . =1.0598
19、 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（ 3）建立假设：.H 0 :111.05981H 1 :11可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归
20、纳总结t .111s.10.07280.821可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结临界值 t 1n2t 0.95 24021.645可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结稳固证券。第一章作业答案6、解：可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model SummaryAdjusted RStd. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结ModelRR SquareSquarethe Estimat
21、e可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1.772 a.596.481.1044a. Predictors: Constant, VAR00003, VAR00002可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model 1Regression Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.11325.636E-025.173.042 a7.627E-0271.090E-02.1899可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结a. Predictors: Constant
22、, VAR00003, VAR00002b. Dependent Variable: VAR00001可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 5 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -CoefficientsaStandardi zedModelUnstandardized CoefficientsBStd. ErrorCoefficientsBetatSig.95% Confidenc
23、e 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1（ ） .00.836.0.0 5 6 3 .0.816可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结12y.i0.8360
24、.056x1i0.816x 2 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结回来参数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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（2）D . 0.299s.0.547t .1.5260001D . 0.0004s.0.0211t .2.6711可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结D .2 0.143s.0.3 7 8t .222.159可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名
25、师归纳总结当0.05 时，tn12k1t0 .975 72.3646 ，t .02.3646 ， t .12.3646 ，可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结零。而0 、2 未通过 t 检验。可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结当0.1 时， tn12k1t 0. 95 71.8946 ， t .01.846 ， t .11.946 ，可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳
26、总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结著的异于零，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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（4）R 20.596R 20.481可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结可编辑资料 - - - 欢迎下载精
27、品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 6 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结F =5.173 。当0.05 时， F1 k ,nk1F0.95 2,74.74 ， F4.74 ，说可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结明
28、回来方程在整体上是显著的。7、解：（1）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model SummaryAdjusted RStd. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结ModelRR SquareSquarethe Estimate可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1.795 a.632.580.4446a. Predictors: Constant, VAR00006, VAR00005可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model 1Regression
29、 Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.4.76122.38112.042.001 a2.76814.1987.52916可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结a. Predictors: Constant, VAR00006, VAR00005b. Dependent Variable: VAR00004CoefficientsaStandardi zedModelUnstandardized CoefficientsBStd. ErrorCoefficientsBetatSig.95% Confidence Interval for BLo
30、wer 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 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结y.i51.9650.056x1i3.120x2 i可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结（2）可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model SummaryAdjusted RStd
31、. Error of可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结ModelRR SquareSquarethe Estimate可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结1.951 a.904.891.2268a. Predictors: Constant, VAR00007, VAR00005可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结学习资料 名师精选 - - - - - - - - - -第 7 页，共 19 页 - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结资料word 精心总结归纳 - - - - - - - - - - - -可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Sum ofANOVAb可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结Model 1Regression Residual TotalSquaresdfMean SquareFSig.6.80923.40566.212.000 a.720145.142E-027.52916可编辑资料 - - - 欢迎下载精品名师归纳总结a. Predictors: Constant, VAR00007, VAR00005b. Dependent Variable: VAR00004