計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)習(xí)題解析

）StRtSttRt年t）St1RtSt1R為t第t、RSt8300.00.24RIt1.12IVtRSttRIttIVtt、）GDP3

GDP0i1iiGDPi+，ttt1kidseduckidseduc01ENEN為和。??和Xn(X,Y)，(X,Y)(X,Y)，

、假設(shè)模型為Ytttnn1122121???算StYtt?=Stt?123）和5rt0r1mttr或債券的收益率；rmt1和?rt0.72641.0598rmtR20.4710R？21t檢5%YtXty和xyiAi2ei中A、i8、上海市居民年期間的收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)如表所示，回歸模型為yxy為人均消費(fèi)，解釋變量x

i01iiii,013NNN為是NEtFt在EE*NE*/100)(/100)N(/100)或E***N**/100，*/EN(N*/12)或E(/12)N*。X）22X）nnX）11首(X,Y)和(X11YY)/(XX)n1tt111YtnY?[]t1n1XXt21tt,Yt)的XE()0tYYX)X)E[]E[]E[t]ttt1111XXXXXXttt111的?的）1（2符t下tt與tttrm012）R的rmR20.4710:1H:1，0.05，n240H011111(238)1.645tt10.05S1:1H:1設(shè)H0111t0在t1X值及與之對(duì)應(yīng)的Y:lnylnAln(x2ii令lnylnA、ln(xxy2iiii01yxiii01ix3365.556y2802.778xn116951422.22i1xn2148063044.44i1?1xni1xn2116951422.22148063044.440.789876i1?y?x012802.7780.7898763365.556144.4067?：yi144.40670.789876xine2ii1153857.81n?e22n2ii11153857.8

29616.11ii0.131iiedusibsmedu與medu與sibsmedu?8.562PP2.560UWttt1t）n19R20.873其中：WttPttUttPt1YXX12YiXXi2iR2X11Y和X2對(duì)Y?YiXiXXX2ii4i2R0.63n35）））———和2）R2和R？YYYXXXii01i22i33i：21。H012?,?(?2?)。1212：21的tH012202312?估計(jì)值?125.015.0X1.0X1.5XR20.75：Yii2ii?123.014.0X5.5X3.7XR20.73

：Yii2i4iYiiXiiX2iiX3iiX4ii?120FRSRYttt20.50YttFtt畝RSttF和RS對(duì)Y和120FFRSYi0X1i2X2ii(XX)，XY2，ee，TSS26F(2,29)3.33，t(29)2.756。2期111年）tPtt0.3640.0804.55Pt10.004t0.0560.072Ut2.560t3.890.658在的tt0.025(15)2.131，Pt、UtPt10Pt1.1Y11X/XX1111YH：110H：010t的t，tttXt2YXX12XX34:2:2RFXX12對(duì)YXX12YYXX12Y））?2?)(?)4(?,?)(?)(121122t垐212S2121S垐212?2?為12122知122Y2)XX0212X(2XX0121X233)X233?估計(jì)值BBABABX211））如果FF是F即這些參數(shù)估計(jì)值的平均值與RS43X)1XY22）B(X20.2ESS/k）F250.5>RSS/(nk1)5.829F(2,29)3.33）S?2Cee5.851nk1?tS()(0.42.7562?22的,）2Pttp的pCD（2）針對(duì)聯(lián)合假設(shè)H：i的備擇假設(shè)為H1：i0H0型DF()/(kk)e7e7)/(70.462RUUR/(nk(4.763e7)/(40UUHF，0F。顯然，計(jì)算的F值小于臨界值，我們不能拒絕H0D32（430，40，20EMPt0MIN1tPOP2tGDP3tGDP4tt1111與1與1五、計(jì)算分析題326.90.3050.3630.00517.87）R20.93TF和的tFFTF和Yi01Xi2X2iuiYiiXiX2iPiuiiPi）假設(shè)iPi、已知模型Yt0X1t2X2tt，Var(t)Z222t和Zwt()2()wwwXwX2ttttttt01t22t對(duì),和012Zwt1Zt11iPi22PiiH：2P20iii0110H：11~e；2i~eC和P22ii0的t的t1的t的t1）假設(shè)PPiiiYiP01P1XXui2iiP2PPiiiii由于Var(ui/Pi)/P估222ii計(jì)值。方法是對(duì)Yi/Pi關(guān)于1/Pi、Xi/Pi、X2i/Pi(w)(wwX2tttt0t1ttw2tX2t)2(((wYwwXtttttttwYwwXttttwYwwXttttwtwtwtXXX2t2t2twtwtwt0X0tX02tZ(YtZ0Z1XX1t2t)0ZZZ2(tYtZt0Z1tttXXXt2t)t0ZZ2Z(tYtZt0Z1tttXXXt2t)2t0ZZZ2ttttt）1Zwtt第七章六、計(jì)算分析題、對(duì)于模型：Yt12Xtut與XXYYYt01t22t3t1tt1t?YX與XYttt2tYt0X1t2X2t?Y3t1tYt1與tY3.890.51lnX10.25lnX0.62lnX232RDWYX1X2X30.05LnY4.590.257LnX10.011X20.158D10.181D20.283D3）））））YX1X2D1，D2，D3持X1和X2）W232.065515.5662h）））WDh）））Wh，bDr0.08IXr0.08I潤(rùn)XRlnQ1.27890.1647lnP0.5115lnI0.1483lnP0.0089T0.0961Dttttt(2.14)(0.55)(3.36)(3.74)0.1570D2t0.0097D3t((0.37)R20.80QPIPT）D11=0第一季度其它；D21=0第二季度其它；D31=0第三季度其它P、I和PT、=β）+μΔYμβttΔXεttμμεtt-11Yβtβ0β1Xtμt、Xt，X與2ttX與Xt2t的YttdU1.66、dL1.05~Y和e；123t~和和~eR；2123tt1R；2R21的2(1)R2>2(1)211）D參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是當(dāng)銷(xiāo)售收入和公司股票收益保持不變時(shí)，1lYln0.金交2D3t的t和，LnY0LnX112X2D12D23D34D4bbaD、II潤(rùn)XIβiβ0Xμiiir0.08Dr0.08μiμi|D=βiβ0XiI=βi|Diβ0XiHRt、PI數(shù)T,t五、計(jì)算分析題MtYRMtYtttt為時(shí)間t的“期望”實(shí)際收入；Rt為時(shí)間t的利率。根據(jù)適應(yīng)規(guī)則，YYYtt1(1Yt1t，01Yt，Mt，RtY的t,,（2E(t)E(),E(22ttts)0,s0;Y,R,Mt1t1t和Rt1與tt=t1t,tLnY0LnX11LnX22X334X45X5Y為年薪，X1X為公司市值，X23X4X5RXR。和X222245和It0XtX1t12Xt25Xt5tIt為tXttVMtYRtt）YYYtt1(1Yt1t）有YY(1)Ytt1t1t）Y*MttRtY*t1Mt1Rt1MtRtYt1)(Mt1Rt1)tM(1)YR(1)M(1Rttt1t1t1=Y(1)MR(1Rt1t1t1tt,,。tt與Mt相關(guān)，但t與Mtt1tM和t1tM與t1t1X和X2245LnYLnXLnXXX011223344X556X247X256、7FF/20.375)(177)的F670670V為ItZtZtt123321XXXXXX444444tt1t2t3t4t5ItZttY1Y2Y1Y12Z11u1Y1Y22Z22u2Z、Z120或0Y1211020Y20、0YY12121212Pt0N1t2St3AtutNt0P1tM2tvt）μυαβαβ2MYtt01YMtt01P2tu2tutMYP、2C消費(fèi)函數(shù)YT012ttttI投資函數(shù)Yi1t122t0ttTY稅收函數(shù)t01t3tYCIG恒等式ttttCtYtTtItY1itGt101個(gè)方程得：Y1Z11u，這就是一個(gè)Y11若202個(gè)方程得：Y12Z2u2，這也是一個(gè)Y1若10、20Y1Z22u212Z2u2Y12Z11u1Y221Z2uu1Z21111Y2Y12Z2u2)/2Y1Y11Z22u2/2Z11u1Y12121Z112Zu2212121u1221Y1的簡(jiǎn)化式。Y2Y22Z22u2Y12Z11u1Y2121Z1221Z2211u1u2)12Y1就代表供給量或需求量，而Y20，0。12MPNSAM1111002030021002秩001，0023秩001減μυμ，υN與PPμN(yùn)μN(yùn)與vP與vαβ的?N第1PPt?。Nt第2NtPt、M2tMt、YtPtPt。Yt01011121P(u111tt11111u12t11)Mt010111P21t111[1t11112t11]010111，2111001111，211111T11

10002。11R(B)0012B00=（2R(B00)kk21g21221Yt1Mt0Y1tP2tutYt0M1tY2t1ut122、B0010001200[B]200[B00][B0010][B12100100]2[B00]g1kk1413g11211kk1g11[B0010]12110[B00]2[B00]g1kk2422g21110kk2g211、下表給出了一含有3個(gè)實(shí)解釋變量的模型的回歸結(jié)果：方差來(lái)源平方和（SS）自由度（d.f.）來(lái)自回歸65965—來(lái)自殘差——總離差(TSS)6605643（1）求樣本容量n、RSS、ESSRSS的自由度（2）求可決系數(shù)R2和調(diào)整的可決系數(shù)R2（3）在的顯著性水平下檢驗(yàn)、X和X總體上對(duì)Y的影響的顯著性X231（已知F(3,40)2.84）0.05（4）根據(jù)以上信息能否確定、X和X各自對(duì)Y的貢獻(xiàn)？為什么？X1231、以某地區(qū)22年的年度數(shù)據(jù)估計(jì)了如下工業(yè)就業(yè)模型Yi01lnXi2lnX2i3lnX3ii回歸方程如下：YXlnXlnXii2i3i（-0.56）(2.3)(-1.7)(5.8)R20.996DW3.147式中，Y為總就業(yè)量；X1為總收入；X2為平均月工資率；X3為地方政府的t2.101n22k30.05時(shí)，dLd1.66。在5%的顯著性水平下U（1）檢驗(yàn)變量lnX對(duì)Y的影響的顯著性2i（2）求的置信區(qū)間1（3）判斷模型是否存在一階自相關(guān)，若存在，說(shuō)明類型，（4）將模型中不顯著的變量剔除，其他變量的參數(shù)的估計(jì)值會(huì)不會(huì)改變？3、討論聯(lián)立方程模型TSY123ttttTSXGt12t3t4t2t的識(shí)別性。、11:31:11R22：H012301/k2nkFF0.05(3,40)2.842X1、X和XY1231XXX123對(duì)YYXXX1