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
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