1、稗計量經濟學全部扮答案（龐浩）第翱二版扳第二章練習題及佰參考解答 澳 氨2.1 啊為研究中國的貨稗幣供應量(以貨唉幣與準貨幣M2絆表示)與國內生傲產總值(GDP辦)的相互依存關胺系，分析表中1伴990年絆耙2007年中國昂貨幣供應量（M絆2）和國內生產隘總值（GDP）八的有關數據:般 壩表2.9 1骯990年矮叭2007年中國岸貨幣供應量和國叭內生產總值疤(單位:億元)唉年份辦貨幣供應量M2癌國內生產總值G唉DP19901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006200715293.4 19349.9 2540

2、2.2 34879.8 46923.5 60750.5 76094.9 90995.3 104498.5 119897.9 134610.4 158301.9 185007.0 221222.8 254107.0 298755.7 345603.6 403442.2 18718.321826.226937.335260.048108.559810.570142.578060.883024.388479.298000.5108068.2119095.7135174.0159586.7184088.6213131.7251483.2巴資料來源:中國胺統計年鑒200扳8,中國統計出百版社案對貨幣供應

3、量與唉國內生產總值作般相關分析，并說拜明相關分析結果辦的經濟意義。哎練習題鞍2.1 絆參考解答: 埃計算中國貨幣供暗應量(以貨幣與昂準貨幣M2表示俺)與國內生產總巴值(GDP)的扮相關系數為:案計算方法: 氨 艾 或艾 計算結果:鞍昂M2扒GDP氨M2安1叭0.99642斑6148646巴GDP邦0.99642巴6148646白1把 經濟意義: 半這說明吧中國貨幣供應量翱與國內生產總值扳(GDP)的線爸性相關系數為0愛.996426辦,線性相關程度唉相當高。絆2.2 傲為研究美國軟飲盎料公司的廣告費叭用X與銷售數量暗Y的關系,分析盎七種主要品牌軟扮飲料公司的有關吧數據骯 辦 跋 表皚2.罷10

4、 凹 美國軟飲藹料公司廣告費用吧與銷售數量哎品牌名稱捌廣告費用X(百巴萬美元)吧銷售數量Y(百暗萬箱)捌Coca-Co按la Clas俺sic辦131.3啊1929.2罷Pepsi-C笆ola氨92.4邦1384.6班Diet-Co辦ke昂60.4柏811.4礙Sprite哎55.7暗541.5愛Dr.Pepp拜er扒40.2翱546.9澳Moutain襖 Dew頒29.0凹535.6絆7-Up壩11.6礙219.5敗資料來源:(美拔)柏 Anders盎on癌 癌D R按等. 商務與經半濟統計.機械工岸業出版社.19背98. 405巴繪制礙美國軟飲料公司爸廣告費用與銷售敖數量敖的相關圖, 并巴

5、計算相關系數，澳分析其相關程度瓣。岸能否在此基礎上襖建立回歸模型作盎回歸分析？邦練習題擺2.2骯參考解答隘美國軟飲料公司白的廣告費用X與哎銷售數量Y的散頒點圖為熬說明美國軟飲料邦公司的廣告費用捌X與銷售數量Y班正線性相關。相關系數為：百x翱y翱x哎1靶0.97814哀8015384柏y扳0.97814哀8015384扒1巴說明美國軟飲料藹公司的廣告費用般X與銷售數量Y敖的正相關程度相氨當高。壩若以銷售數量Y疤為被解釋變量,傲以廣告費用X為吧解釋變量,可建白立線性回歸模型啊 佰 爸 罷利用拔EViews白估計其參數結果阿為艾經t檢驗表明,傲 廣告費用X對挨美國軟飲料公司襖的銷售數量Y確辦有顯著影

6、響。回八歸結果表明，廣爸告費用X每增加敗1百萬美元, 斑平均說來軟飲料拌公司的銷售數量擺將增加14.4骯0359(百萬斑箱)。伴2.3 隘為了研究深圳市辦地方預算內財政稗收入與國內生產皚總值的關系，得拌到以下數據：暗表頒2.11 罷 深圳市地背方預算內財政收昂入與國內生產總皚值癌年 份罷地方預算內財政癌收入Y霸（億元）安本市生產總值(岸GDP)X岸（億元）背1990愛21.70頒171.67傲1991伴27.33奧236.66胺1992襖42.96背317.32版1993癌67.25斑453.14翱1994藹74.40.背634.67熬1995熬88.02辦842.48扳1996靶131.75

7、扮1048.44擺1997百142.06啊1297.42哀1998安164.39拜1534.73罷1999唉184.21搬1804.02擺2000矮221.92安2187.45拔2001敖262.49斑2482.49稗2002敗265.93斑2969.52辦2003皚290.84罷3585.72哀2004百321.47跋4282.14案2005澳421.38敖4950.91藹2006佰500.88案5813.56白2007澳658.06把6801.57背資料來源: 深耙圳市統計年鑒2伴008. 中國把統計出版社啊(1)吧建立深圳地方預藹算內財政收入對熬本市生產總值般GDP絆的回歸模型；靶(2)

8、奧估計所建立模型芭的參數，解釋斜按率系數的經濟意礙義；案（把3跋）對回歸結果進礙行檢驗。隘(4)霸若是版200霸8年深圳市的本斑市生產總值為凹80扒00拜億元扳，試對哎 200絆8年深圳市的財拔政收入作出點預擺測和區間預測襖 (啊)捌。哎練習題2.3參扳考解答:骯建立深圳地方預拜算內財政收入對扒GDP八的回歸模型，建半立扮EViews耙文件，利用地方案預算內財政收入罷（Y）和巴GDP邦的數據表，作散疤點圖翱 佰 瓣 阿可看出地方預算挨內財政收入（Y鞍）和氨GDP按的關系近似直線翱關系，可建立線敖性回歸模型：靶 啊 伴 叭利用安EViews愛估計其參數結果壩為搬 敖 拜即 俺 班 佰 耙 （9.

9、86挨74） (0.癌0033)疤 芭 唉 巴t=(2.奧0736壩) (26般.拜1038百)啊 壩 邦R襖2扒=0.9771胺 F=傲681.把4064愛經檢驗說明,深懊圳市的GDP對爸地方財政收入確芭有顯著影響。罷，說明GDP解哎釋了地方財政收疤入變動的近98哎%，模型擬合程笆度較好。敗模型說明當GD柏P 每增長1億扳元時，平均說來疤地方財政收入將笆增長0.085爸0億元。凹當2008年G懊DP 為750八0億元時，地方拔財政收入的點預耙測值為：敖 跋 傲（億元）區間預測：版為了作區間預測安，班取巴,哀平均值置信度9艾5%的預測區間半為：暗 傲 哎利用佰EViews隘由GDP數據的巴統計

10、量得到 吧 癌 n=藹18礙則有 骯 版 暗 氨 罷取罷,伴，百平均值置信度9伴5%的預測區間八為：八 板 伴 靶時 案 拔 伴 把 柏 瓣（億元）安個別值置信度9板5%的預測區間拌為：奧 岸 暗 案 懊即 隘 隘 擺 氨 隘 矮 捌 般（億元）艾2.4 壩 熬為研究中國改革俺開放以來國民總襖收入與最終消費捌的關系，搜集到盎以下數據：拔 板 跋 表叭2.12 扳 中國國民百總收入與最終消疤費 絆 (單位：億元疤)熬年份岸國民總收入X芭最終消費般Y昂年份白國民總收入罷X耙最終消費昂Y愛1978邦3645.21艾7巴2239.1班1993氨35260.0拜2跋21899.9把1979板4062.5

11、7礙9叭2633.7俺1994背48108.4壩6奧29242.2斑1980襖4545.62稗4八3007.9盎1995挨59810.5笆3爸36748.2靶1981哀4889.46氨1盎3361.5瓣1996癌70142.4懊9案43919.5捌1982伴5330.45盎1拔3714.8靶1997壩78060.8擺3靶48140.6伴1983爸5985.55艾2八4126.4拔1998矮83024.2癌8耙51588.2芭1984笆7243.75奧2伴4846.3暗1999背88479.1哀5霸55636.9癌1985絆9040.73案7靶5986.3爸2000霸98000.4板5隘6151

12、6哎1986埃10274.3拔8拌6821.8擺2001搬108068.奧2唉66878.3矮1987耙12050.6班2鞍7804.6般2002癌119095.叭7扒71691.2唉1988板15036.8澳2吧9839.5拌2003隘135174埃77449.5翱1989暗17000.9凹2芭11164.2骯2004挨159586.拜7伴87032.9挨1990扒18718.3扒2捌12090.5背2005俺184088.哀6拌97822.7埃1991把21826.2芭14091.9稗2006澳213131.芭7班110595.班3靶1992捌26937.2鞍8八17203.3俺2007艾

13、251483.啊2板128444.胺6邦資料來源：中國案統計年鑒200傲8. 中國統計扒出版社，200扳8. 擺以分析國民總收背入對消費的推動扒作用為目的，建岸立線性回歸方程耙，并估計其參數絆。翱計算回歸估計的唉標準誤差安和可決系數捌。靶對回歸系數進行襖顯著性水平為5癌%的顯著性檢驗傲。疤如果百2008盎年全年國民總收罷入為擺300670暗億元，比上年增氨長白9.0%氨，預測可能達到俺的最終板消費水平，并對昂最終消費的均值靶給出置信度為9安5%的預測區間跋。背練習題2.4參阿考解答：矮(1)以最終消頒費為被解釋變量敖Y，以國民總收安入為解釋變量X扮，建立線性回歸擺模型：拌 熬 佰 愛利用EVi

14、ew扮s估計參數并檢昂驗罷擺回歸分析結果為骯:耙 邦 癌 胺(895.40矮40) (0敖.00967)壩t= (3.3骯999) 巴 (54.82艾08)稗 拌 百 伴 n=30俺(2)回歸估計愛的標準誤差即估安計的隨機擾動項白的標準誤差翱，由EView哎s估計參數和檢敖驗結果得礙, 可決系數為矮0.9908。癌(3)由t分布板表可查得按，由于八 ，或由P值=懊0.000可以盎看出, 對回歸唉系數進行顯著性凹水平為5%的顯扳著性檢驗表明,半 國民總收入對哀最終消費有顯著翱影響。拌(4)如果昂2008拔年全年國民總收百入為版300670叭億元，預測可能白達到的最終消費把水平為:(億元)扳對最終

15、消費的均奧值置信度為95半%的預測區間為擺:扳 絆 叭 稗 靶 瓣由Eviews吧計算國民總收入把X變量樣本數據稗的統計量得:班 澳 隘 岸 按 n=敗30邦則有 叭 芭 熬 鞍 藹取爸,愛，板,已知捌 笆,平均值置信度罷95%的預測區埃間為： 岸 扮=罷 懊=吧（億元）瓣2.5 扳美國各航空公司拜業績的統計數據暗公布在華爾街白日報1999年安年鑒（懊The Wal板l Stree愛t Journ敖al Alma壩nac 199拜9把）上。航班正點熬到達的比率和每巴10萬名乘客投拔訴的次數的數據安如下資料來源:(美)David R.Anderson等商務與經濟統計，第405頁，機械工業出版社藹

16、。阿 按 半表班2.13辦 美國各航空巴公司業績的統計八數據疤航空公司名稱疤航班正點率（%霸）絆投訴率（次/1芭0萬名乘客）扮西南皚(Southw案est)叭航空公司跋81.8柏0.21傲大陸癌(Contin埃ental)凹航空公司扳76.6疤0.58傲西北懊(Northw拌est)扳航空公司拔76.6瓣0.85藹美國頒(US Air澳ways)疤航空公司胺75.7吧0.68氨聯合盎(United埃)白航空公司靶73.8澳0.74唉美洲懊(Americ爸an)奧航空公司癌72.2礙0.93巴德爾塔（Del爸ta）航空公司板71.2皚0.72哎美國西部哀(Americ拔awest)澳航空公司柏7

17、0.8爸1.22頒環球按(TWA)愛航空公司芭68.5邦1.25半資料來源:(美俺)俺 Anders唉on把 班D R俺等罷.把商務與經濟統計叭. 機械工業出皚版社.1998霸，405.癌 把(1)跋畫出這些數據的靶散點圖罷(2)叭根據散點圖。表爸明二變量之間存扳在什么關系？凹(3)奧估計描述投訴率扒如何依賴航班按壩時到達正點率的挨回歸方程。版(4)邦對估計的回歸方凹程斜率的意義作唉出解釋。岸(5)八如果航班按時到昂達的正點率為8胺0%，估計每1骯0萬名乘客投訴柏的次數是多少？佰練習題艾2.5參考解答罷：辦 耙美國各航空公司把航班正點到達比耙率X和每10萬耙名乘客投訴次數吧Y的散點圖為半由圖形

18、看出航班盎正點到達比率和版每10萬名乘客八投訴次數呈現負阿相關關系,藹利用EView矮s計算線性相關辦系數為： 擺X啊Y啊X藹1啊-0.8826翱07跋Y疤-0.8826氨07愛 建立描芭述投訴率（Y）邦依賴航班按時到跋達正點率（X）澳的回歸方程：疤 艾 爸 伴利用瓣EViews暗估計其參數結果昂為半即 敗 半 壩 昂（1.0178襖32）（-0.拌014176）埃 奧 t埃=(5邦.718961瓣) (-4.爸967254)埃 啊 R隘2班=0.7789襖96 F=2頒4.67361佰從檢驗結果可以般看出, 航班正鞍點到達比率對乘巴客投訴次數確有伴顯著影響。隘這說明當航班正鞍點到達比率每提背

19、1個百分點, 背平均說來每10稗萬名乘客投訴次班數將下降0.0巴7次。哀如果航班按時到板達的正點率為8白0%，估計每1白0萬名乘客投訴敖的次數為啊 扒 壩（次）疤2.6 芭表2.34中是鞍16支公益股票芭某年的每股帳面啊價值Y和當年紅骯利X的數據：熬表盎2.14 岸 某年16骯支公益股票每股懊帳面價值和當年疤紅利敖公司序號奧帳面價值Y（元艾）霸紅利X（元）背公司序號癌帳面價值Y（元艾）拜紅利X（元）斑1岸22.44擺2.4啊9哎12.14澳0.80啊2胺20.89埃2.98俺10班23.31啊1.94頒3皚22.09敖2.06艾11捌16.23柏3.00罷4奧14.48辦1.09百12艾0.5

20、6皚0.28敖5骯20.73擺1.96骯13艾0.84奧0.84唉6疤7巴8傲19.25澳20.37拔26.43擺1.55邦2.16罷1.60巴14啊15般16凹18.05稗12.45稗11.33鞍1.80柏1.21岸1.07啊（1）分析每股俺帳面價值和當年骯紅利的相關性?愛(2) 建立每癌股帳面價值和當巴年紅利的回歸方凹程；板（3）解釋回歸吧系數的經濟意義扳。佰練習題爸2.6參考解答辦：擺1分析每股帳爸面價值和當年紅班利的相關性作散布圖：愛 從圖形看昂似乎具有一定正背相關性，計算相盎關系數：伴每股帳面價值和擺當年紅利的相關啊系數為0.70白8647隘2建立每股帳翱面價值X和當年啊紅利Y的回歸

21、方癌程：回歸結果：凹參數白的t檢驗：t值矮為3.7580版,查表扳霸,或者P值為0百.0021芭,表明每股紅利熬對帳面價值有顯阿著的影響。 邦3.回歸系數的案經濟意義：挨平均說來公司的澳股票每股紅利增叭加1元，當年帳霸面價值將增加6捌.8942元叭2.7骯 爸設銷售收入X為愛解釋變量，銷售辦成本Y為被解釋昂變量癌。現已根據某百扳貨公司某年12版個月的有關資料霸計算出以下數據澳：（單位：萬元稗）巴 按 皚 搬 邦 百 襖 艾 八擬合簡單線性回瓣歸方程，并對方伴程中回歸系數的阿經濟意義作出解按釋。白計算可決系數和背回歸估計的標準挨誤差。叭對挨進行顯著水平為柏5%的顯著性檢盎驗。暗假定下年1月銷隘售

22、收入為800骯萬元，利用擬合擺的回歸方程預測疤其銷售成本，并昂給出置信度為9板5%的預測區間岸。敗練習題2.7參艾考解答：拔(1)建立回歸礙模型:扒 皚用OLS法估計跋參數:耙 扒 暗 佰 敖估計結果為: 般 盎說明該百貨公司擺銷售收入每增加八1元,平均說來敗銷售成本將增加斑0.7863元挨。耙(2)計算可決藹系數和回歸估計稗的標準誤差可決系數為： 捌由 把 可得 班 耙 安回歸估計的標準俺誤差: 耙(3)罷 對邦進行顯著水平為啊5%的顯著性檢伴驗暗 版 凹 查敗表得 八時,叭爸，說明該模型的扮隨機誤差項存在盎異方差。八其次，用八White法進藹行檢驗。具體結把果見下表捌White H把ete

23、rosk哀edastic把ity Tes百t:盎F-stati芭stic白6.30137安3邦 Pro礙babilit絆y爸0.00337氨0鞍Obs*R-s奧quared案10.8640耙1奧 Pro俺babilit盎y哀0.00437把4凹Test Eq癌uation:挨Depende鞍nt Vari按able: R佰ESID2擺Method:礙 Least 扒Squares矮Date: 0案8/05/05安 Time奧: 12:37盎Sample:氨 1 60邦Include版d obser巴vations佰: 60擺Variabl罷e隘Coeffic八ient艾Std. Er八ror扒

24、t-Stati百stic扒Prob. 奧C哀-10.036捌14癌131.142柏4絆-0.0765笆29岸0.9393佰X艾0.16597氨7鞍1.61985愛6懊0.10246班4巴0.9187背X2案0.00180熬0案0.00458背7稗0.39246巴9凹0.6962辦R-squar澳ed拔0.18106敖7捌 Mea癌n depen鞍dent va礙r啊78.8622巴5凹Adjuste暗d R-squ擺ared鞍0.15233吧2背 S.D唉. depen俺dent va把r佰111.137凹5伴S.E. of芭 regres搬sion耙102.323癌1叭 Aka奧ike in

25、f拜o crite疤rion頒12.1428隘5暗Sum squ擺ared re柏sid礙596790.礙5八 Sch癌warz cr翱iterion罷12.2475癌7鞍Log lik把elihood愛-361.28哀56愛 F-s捌tatisti安c敗6.30137爸3奧Durbin-拔Watson 俺stat壩0.93736把6捌 Pro懊b(F-sta扒tistic)霸0.00337八0暗給定凹，在自由度為礙2柏下查卡方分布表安，得捌。比較臨界值與扳卡方統計量值，胺即俺，同樣說明模型鞍中的隨機誤差項哎存在異方差。疤 板（俺2拌）用權數搬，作加權最小二罷乘估計，得如下百結果 哎Depen

26、de哎nt Vari盎able: Y巴Method:板 Least 搬Squares澳Date: 0挨8/05/05按 Time把: 13:17辦Sample:頒 1 60鞍Include哀d obser俺vations芭: 60瓣Weighti般ng seri岸es: W1唉Variabl傲e佰Coeffic跋ient辦Std. Er敗ror岸t-Stati胺stic藹Prob. 耙C百10.3705罷1巴2.62971伴6稗3.94358扮7靶0.0002疤X氨0.63095熬0靶0.01853把2矮34.0466俺7俺0.0000藹Weighte岸d Stati扮stics笆R-squa

27、r隘ed氨0.21144懊1拔 Mea矮n depen疤dent va靶r骯106.210佰1跋Adjuste板d R-squ骯ared叭0.19784胺5瓣 S.D擺. depen熬dent va把r巴8.68537襖6霸S.E. of捌 regres芭sion耙7.77889扮2芭 Aka般ike inf班o crite骯rion頒6.97347吧0哀Sum squ愛ared re白sid鞍3509.64跋7熬 Sch藹warz cr芭iterion昂7.04328懊2案Log lik挨elihood吧-207.20俺41癌 F-s昂tatisti把c敗1159.17把6版Durbin-絆

28、Watson 吧stat擺0.95846疤7骯 Pro斑b(F-sta挨tistic)俺0.00000邦0岸Unweigh擺ted Sta盎tistics芭R-squar斑ed奧0.94633愛5伴 Mea奧n depen拌dent va鞍r巴119.666把7奧Adjuste按d R-squ絆ared傲0.94541愛0白 S.D邦. depen啊dent va翱r柏38.6898安4搬S.E. of扮 regres啊sion敖9.03968耙9艾 Sum傲 square八d resid矮4739.52矮6拜Durbin-跋Watson 皚stat稗0.80056吧4般用氨White法進按行

29、檢驗得如下結澳果：鞍White H氨eterosk矮edastic鞍ity Tes盎t:扮F-stati般stic伴3.13849襖1骯Probabi案lity熬0.05092版5絆Obs*R-s瓣quared壩5.95191暗0巴Probabi叭lity拔0.05099斑9拜給定敗，在自由度為艾2皚下查卡方分布表襖，得扒。比較臨界值與版卡方統計量值，按即奧，說明加權后的奧模型中的隨機誤礙差項不存在異方隘差。其估計的書岸寫形式為 班5.3 邦下表是2007哎年我國各地區農敖村居民家庭人均捌純收入與家庭人熬均生活消費支出百的數據啊表5.9 搬各地區農村居民澳家庭人均純收入傲與家庭人均生活八消費支

30、出的數據愛(單位：元)敖地 區班家庭人均純收入敖家庭生活消費支般出啊地 區拜家庭人均純收入懊家庭生活消費支捌出板 北 京霸9439.63霸6399.27罷 湖 北壩3997.48挨3090搬 天 津頒7010.06扒3538.31埃 湖 南板3904.2癌3377.38扒 河 北拌4293.43昂2786.77挨 廣 東罷5624.04埃4202.32安 山 西愛3665.66版2682.57芭 廣 西哀3224.05鞍2747.47百 內蒙古氨3953.1絆3256.15襖 海 南胺3791.37般2556.56隘 遼 寧唉4773.43奧3368.16絆 重 慶挨3509.29霸2526.

31、7霸 吉 林氨4191.34擺3065.44版 四 川礙3546.69襖2747.27礙 黑龍江捌4132.29柏3117.44爸 貴 州哀2373.99芭1913.71扒 上 海白10144.6斑2絆8844.88疤 云 南骯2634.09疤2637.18襖 江 蘇巴6561.01澳4786.15半 西 藏懊2788.2唉2217.62傲 浙 江拔8265.15壩6801.6般 陜 西斑2644.69白2559.59笆 安 徽頒3556.27罷2754.04翱 甘 肅芭2328.92骯2017.21盎 福 建阿5467.08捌4053.47骯 青 海把2683.78叭2446.5挨 江 西矮

32、4044.7吧2994.49伴 寧 夏扒3180.84礙2528.76氨 山 東笆4985.34藹3621.57傲 新 疆壩3182.97哀2350.58氨 河 南暗3851.6案2676.41盎（1）試根據上胺述數據建立20爸07年我國農村唉居民家庭人均消絆費支出對人均純瓣收入的線性回歸版模型。傲（2）選用適當矮方法檢驗模型是哎否在異方差，并瓣說明存在異方差安的理由。搬（3）如果存在絆異方差，用適當哎方法加以修正。辦練習題5.3參爸考解答：鞍解： 挨（拌1巴）建立樣本回歸愛函數。翱 頒 靶柏稗（擺0.80870罷9襖）（岸15.7441翱1隘）熬傲板（2）利用Wh奧ite方法檢驗昂異方差，則

33、Wh吧ite檢驗結果辦見下表：耙Heteros吧kedasti扳city Te佰st: Whi班te邦F-stati拌stic把7.19446疤3俺Pro襖b. F(2,搬28)罷0.0030胺Obs*R-s安quared皚10.5229哀5骯Pro拌b. Chi-半Square(辦2)巴0.0052扒Scaled 哀explain扒ed SS岸30.0810壩5跋Pro氨b. Chi-藹Square(拔2)隘0.0000跋由上述結果可知唉，該模型存在異白方差。分析該模辦型存在異方差的拌理由是，從數據版可以看出，一是按截面數據；二是跋各省市經濟發展叭不平衡，使得一背些省市農村居民啊收入高出其它

34、省啊市很多，如上海辦市、北京市、天凹津市和浙江省等昂。而有的省就很斑低，如甘肅省、疤貴州省、云南省奧和陜西省等。懊（3）用加權最岸小二乘法修正異鞍方差，分別選擇疤權數瓣，經過試算，認啊為用權數胺的效果最好。結版果如下：書寫結果為 礙5.4 板下表是某一地區靶31年中個人儲壩蓄和個人收入數班據資料扒表5.10 柏 個人儲蓄和敗個人收入數據(耙單位：元)鞍時期啊儲蓄額（Y）笆收入額（X）岸時期霸儲蓄額（Y）斑收入額（X）邦1拔哎靶264扮8777癌17哀1578伴24127八2案105扳9210昂18疤1654矮25604暗3敖90背9954按19暗1400佰26500阿4背131耙10508傲2

35、0懊1829襖27670安5安122埃10979罷21白2200阿28300懊6案107絆11912凹22般2017擺27430爸7翱406啊12747拔23皚2105絆29560敗8斑503罷13499芭24伴1600扳28150啊9胺431阿14269拌25稗2250背32100絆10壩588艾15522扒26版2420頒32500扮11版898把16730班27扮2570按35250礙12伴950笆17663暗28巴1720板33500佰13澳779扮18575罷29罷1900壩36000佰14拜819案19635鞍30霸2100傲36200啊15笆1222笆21163絆31熬2300鞍

36、38200跋16隘1702叭22880 俺（1）建立一元挨回歸函數，判斷八有無異方差存在襖，并說明存在異叭方差的原因。暗（2）用適當方翱法修正異方差。愛練習題5.4參傲考解答：柏（搬1八）建立樣本回歸艾函數。白 澳 哎跋啊（叭-5.4850頒18矮）（澳17.3416瓣4版）艾伴愛從估計的結果看扒，各項檢驗指標絆均顯著。但由于凹收入通常存在不藹同的差異，因此傲需要判斷模型是敖否存在異方差。霸首先，用圖形法疤。從殘差平方對八解釋變量散點圖胺可以看出（見下芭圖），模型很可奧能存在異方差。翱其次，用運用G吧oldfeld佰Quanad拌t檢驗異方差。把第一，對變量X佰取值以升序排序哎。藹第二，構造子

37、樣扒本。由于本例的班樣本容量為31叭，刪除1/4觀邦測值，約7個，頒余下部分分得兩把個樣本區間：1愛俺12和20背拌31,它們的樣鞍本個數均是12癌個。熬第三，在樣本區凹為1傲邦12，所計算得岸到的殘茶平方和壩為挨；在樣本區為2愛0搬案31，所計算得頒到的殘茶平方和阿為哀。八第四，根據Go把ldfeld背Quanadt癌檢驗，F統計量俺為班。懊第五，判斷。在昂顯著性水平為0版.05條件下，斑分子分母的自由癌度均為10，查矮F分布表得臨界吧值為愛，因為埃，所以拒絕原假骯設，表明模型存骯在異方差。版最后，用ARC巴H方法檢驗異方奧差，則哎ARCH捌檢驗結果見下表絆：半Heteros敖kedasti

38、安city Te白st: ARC艾H傲F-stati扮stic啊6.17229案9百Pro敗b. F(1,骯28)艾0.0192盎Obs*R-s愛quared骯5.41868癌6藹Pro佰b. Chi-叭Square(邦1)巴0.0199柏由上述結論可知版，拒絕原假設，巴則模型中隨機誤氨差項存在異方差扮。頒（2）分別用權霸數叭，發現用權數氨求加權最小二乘般估計效果最好，絆即百5.5 愛下表的數據是2盎007年我國建頒筑業總產值（X哎）和建筑業企業搬利潤總額（Y）愛。試根據資料建岸立回歸模型，并版對模型判斷是否背存在異方差，如佰果有異方差，選翱用適當方法修正熬。半表5.11 阿 各地區建筑業扳總

39、產值（X）和昂建筑業企業利潤礙總額（Y）(翱單位：萬元)白地 區安建筑業總產值x斑建筑業企業利潤鞍總額y熬地 區擺建筑業總產值x八建筑業企業利潤隘總額y昂 北 京翱2576769爸2跋960256.敖4拜 湖 北案2110804爸3敗698837.擺4昂 天 津案1221941芭9拌379211.扮6柏 湖 南凹1828814頒8板545655.隘7唉 河 北哀1614690安9翱446520.懊8跋 廣 東背2999514背0艾1388554愛.6吧 山 西藹1060704白1背194565.芭9唉 廣 西昂6127370跋126343.稗1拔 內蒙古啊6811038奧.3敗353362.暗

40、6奧 海 南罷821834暗14615.7班 遼 寧扒2100040昂2阿836846.半6八 重 慶捌1128711昂8跋386177.癌5半 吉 林啊7383390邦.8拜102742爸 四 川拔2109984矮0俺466176耙 黑龍江般8758777凹.8扮98028.5扳 貴 州唉3487908熬.1拜41893.1把 上 海哎2524180懊1昂794136.絆5阿 云 南昂7566795擺.1爸266333.鞍1爸 江 蘇扒7010572氨4斑2368711礙.7邦 西 藏扒602940.扮7熬52895.2班 浙 江搬6971705拔2版1887291敗.7爸 陜 西斑1173

41、097笆2奧224646.骯6拌 安 徽藹1516977叭2暗378252.板8瓣 甘 肅奧4369038版.8暗152143.矮1瓣 福 建爸1544166按0啊375531.巴9芭 青 海佰1254431熬.1捌24468.3疤 江 西啊7861403頒.8背188502.凹4岸 寧 夏班1549486隘.5白25224.6愛 山 東班3289045案0傲1190084安.1拌 新 疆愛4508313案.7疤68276.6凹 河 南俺2151723俺0疤574938.伴7辦數據來源：國家胺統計局網站凹練習題5.5參俺考解答：罷（1）求哎對稗的回歸，得如下氨估計結果鞍用懷特檢驗的修盎正方法，

42、即建立靶如下回歸模型啊通過計算得到如絆下結果：奧注意，表中E2按為殘差平方扒。即氨對該模型系數作皚判斷，運用澳或跋檢驗，可發現存叭在異方差。佰具體EView罷s操作如下：在絆得到芭的估計白后，進一步得到盎殘差平方版，然后建立板對扒和拔的線性回歸模型靶。再通過上述回扳歸對氨和笆前的系數是否為挨零進行判斷，從矮而檢驗原模型中拌是否存在異方差敖。在上表界面，巴按路徑：VIE隘W/COEFF啊IEICENT霸 TESTS/疤REDUAND叭ANT VAR頒IABLES，挨得到如下窗口，疤并輸入變量名埃“吧YF YF2靶”版，即擺然后凹“傲OK佰”瓣即得到檢驗結果熬為哎從表中愛統計量值和鞍統計量值看，拒

43、佰絕原假設，表明霸原模型存在異方骯差。胺（2）通過對權凹數的試算，最后藹選擇權數澳，用加權最小二稗乘法得到如下估隘計（還原后的結白果）按對該模型進行檢哎驗，發現已無異澳方差。暗5.6 耙下表為四川省農拌村人均純收入、版人均生活費支出八、商品零售價格襖指數1978年敖至2008年時安間序列數據。試艾根據該資料建立壩回歸模型，并檢藹驗是否存在異方骯差，如果存在異靶方差，選用適當岸方法進行修正。耙表5.12 捌 1978板擺2008四川省襖農村人均純收入疤、人均生活費支辦出、商品零售價扳格指數敗時間澳農村人均純收入安X拌 農村人均生疤活消費支出Y佰商品零售價格指按數奧時間斑農村人均純收入骯X拜 農村

44、人均生骯活消費支出Y扮商品零售價格指巴數礙1978藹127.1跋120.3唉100藹1994鞍946.33暗904.28般310.2芭1979柏155.9般142.1拜102岸1995扳1158.29拌1092.91阿356.1叭1980按187.9壩159.5骯108.1暗1996藹1453.42疤1349.88百377.8胺1981巴221半184佰110.7邦1997阿1680.69伴1440.48霸380.8凹1982襖256阿208.23懊112.8敗1998礙1731.76癌1440.77百370.9案1983拌258.4拜231.12佰114.5百1999矮1843.47邦142

45、6.06拌359.8笆1984胺286.8胺251.83唉117.7藹2000暗1903.60壩1485.34埃354.4拔1985板315.07斑276.25巴128.1暗2001吧1986.99頒1497.52澳351.6斑1986隘337.9奧310.92板135.8搬2002捌2107.64暗1591.99盎347矮1987伴369.46啊348.32凹145.7敖2003班2229.86啊1747.02艾346.7拔1988埃448.85安426.47柏172.7擺2004般2580.28八2010.88皚356.4拜1989邦494.07頒473.59版203.4熬2005八280

46、2.78芭2274.17稗359.3挨1990昂557.76半509.16八207.7百2006癌3002.38皚2395.04哎362.9阿1991辦590.21瓣552.39鞍213.7按2007胺3546.69爸2747.27拜376.7板1992壩634.31邦569.46安225.2案2008礙4121.2百3127.9半398.9霸1993盎698.27癌647.43扳254.9吧資料來源：中經懊網統計數據庫白練習題5.6參斑考解答：矮（爸1氨）設爸表示人均生活費癌支出，巴表示農村人均純版收入，則建立樣癌本回歸函數矮 罷 壩班（翱3.94402懊9礙）（皚69.9822俺7皚）稗隘

47、叭從估計結果看，安各項檢驗指標均爸顯著，但從經濟頒意義看，改革開胺放以來，四川省斑農村經濟發生了凹巨大變化，農村挨家庭純收入的差辦距也有所拉大，盎使得農村居民的斑消費水平的差距愛也有所加大，在壩這種情況下，盡拜管是時間序列數隘據，也有可能存擺在異方差問題。版而且從殘差平方斑對解釋變量的散愛點圖可以看出，耙模型很可能存在吧異方差（見下圖疤）。懊 拔進一步作利用A骯RCH方法檢驗昂異方差，得頒ARCH白檢驗結果（見下靶表）盎（2）運用加權班最小二乘法，選搬權數為皚，得如下結果熬 叭 扒 班（骯3.43508襖1暗）（跋59.9101矮4啊）骯 絆 阿 癌經檢驗，時模型矮的異方差問題有拌了明顯的改進

48、。哎5.7 疤 在5.6題的叭數據表里，如果稗考慮物價因素，笆則對異方差性的跋修正應該怎樣進皚行？瓣練習題5.7參伴考解答：巴剔除物價上漲因捌素后的回歸結果骯如下熬其中，扳代表實際消費支爸出，佰代表實際可支配艾收入。芭用ARCH方法搬來檢驗模型昂是否存在異方差芭：跋在顯著性水平為藹0.01的條件擺下，接收原假設隘，模型不存在異哎方差。表明剔除絆物價上漲因素之翱后，異方差的問哀題有所改善。第六章扳6.1 下表給阿出了美國196案0-1995年叭36年間個人實凹際可支配收入芭X隘和個人實際消費奧支出疤Y擺的數據。盎 俺表6.6 般 美國個人實際哀可支配收入和個昂人實際消費支出爸哀 (單位：百億芭美

49、元)把年份辦個人實際可支配翱收入跋X芭個人實際俺消費支出案Y挨年份捌個人實際可支配板收入懊X捌個人實際瓣消費支出礙Y爸1960稗1961伴1962盎1963般1964捌1965骯1966皚1967阿1968佰1969巴1970按1971扒1972扮1973靶1974背1975版1976熬1977背157岸162澳169壩176背188盎200佰211阿220背230耙237拌247襖256氨268吧287胺285艾290捌301半311埃143骯146扒153壩160吧169笆180敖190安196埃207安215敗220傲228懊242板253跋251哎257扒271罷283百1978挨19

50、79斑1980跋1981跋1982扳1983捌1984爸1985鞍1986把1987八1988哎1989辦1990盎1991傲1992罷1993絆1994巴1995版326凹335敗337伴345岸348拜358案384笆396岸409拔415鞍432埃440班448艾449埃461耙467奧478懊493礙295澳302百301罷305礙308般324昂341敗357白371邦382暗397傲406啊413稗411拌422阿434隘447矮458霸注：資料來源于骯Economi拔c Repo般rt of 跋 the P鞍residen白t，數據為19敗92年價格。昂要求：（1）用擺普通最小二

51、乘法疤估計收入氨啊消費模型；哎拜（2）檢驗收入氨昂消費模型的自相瓣關狀況（5%顯扳著水平）；隘襖（3）用適當的爸方法消除模型中熬存在的問題。凹練習題6.1參笆考解答:佰（）收入板耙消費模型為懊絆般搬矮骯拜斑敗案盎搬Se 板= (2.50般43)柏矮 (0.00襖75)板稗昂藹t 凹= (-3.7礙650)耙吧 (125.3胺411)傲R扮2按 = 0.99板78，拔F 百= 15710安.39，俺d f罷 = 34，吧DW 敖= 0.523罷4懊（）對樣本量拔為36、一個解俺釋變量的模型、藹5%顯著水平，唉查稗DW扮統計表可知，唉d頒L吧=1.411，氨d唉U唉= 1.525瓣，模型中叭DW埃

52、 d伴U芭，說明廣義差分哀模型中已無自相柏關。同時，可決懊系數叭R絆2拌、氨t、哀F拔統計量均達到理愛想水平。襖最終的消費模型岸為扮Y 艾t扒 爸= 13.93板66+0.94氨84哀 X 笆t佰啊6.2 在研究捌生產中勞動所占澳份額的問題時，藹古扎拉蒂采用如昂下模型模型1 模型2 瓣其中，伴Y熬為勞動投入，岸t愛為時間。據19邦49-1964翱年數據，對初級唉金屬工業得到如阿下結果：模型1 伴 懊 鞍t澳 = 凹 （-3.岸9608）般R半2盎 = 0.52案84 礙 阿DW芭 = 0.82熬52模型2 愛背捌 澳t案 = 唉 （-3.佰2724）(2搬.7777)跋扳阿R背2骯 吧= 0.

53、662矮9安耙熬按DW襖 = 1.82捌其中，括號內的傲數字為板t班統計量。吧問：（1）模型俺1和模型2中是挨否有自相關；案癌（2）如何判定頒自相關的存在？俺 （3）唉怎樣區分虛假自爸相關和真正的自愛相關。 按練習題6.2參拔考解答:伴（1）模型1中邦有自相關，模型癌2中無自相關。瓣（2）通過DW懊檢驗進行判斷。礙模型1：d柏L辦=1.077,按 d白U班=1.361,搬 DWd敖U吧, 因此無自相胺關。疤（3）如果通過柏改變模型的設定哀可以消除自相關皚現象，則為虛假哎自相關，否則為艾真正自相關。阿6.3下表是北氨京市連續19年岸城鎮居民家庭人巴均收入與人均支邦出的數據。氨 拌表6.7 北柏京

54、市19年來城霸鎮居民家庭收入翱與支出數據表皚（單位：元）伴年份斑順序拜人均收入埃(元)胺人均生活消唉費支出(元)疤商品零售拌物價指數(%)扒人均實礙際收入(元)翱人均實際消費支班出(元)埃1盎2伴3絆4叭5吧6頒7安8鞍9伴10靶11笆12唉13骯14暗15板16拔17傲18藹19斑450.18 絆491.54 扮599.40 柏619.57 壩668.06 爸716.60 霸837.65 愛1158.84藹 暗1317.33癌 愛1413.24凹 案1767.67半 瓣1899.57辦 埃2067.33扒 襖2359.88岸 絆2813.10愛 啊3935.39瓣 俺5585.88鞍 班67

55、48.68絆 辦7945.78白359.86 昂408.66 哀490.44 埃511.43 阿534.82 奧574.06 矮666.75 耙923.32 案1067.38胺 凹1147.60翱 癌1455.55鞍 巴1520.41瓣 跋1646.05懊 敖1860.17拜 熬2134.65昂 矮2939.60八 把4134.12擺 絆5019.76啊 柏5729.45懊100.00 懊101.50 愛108.60 鞍110.20 般112.30 奧113.00 瓣115.40 岸136.80 矮145.90 伴158.60 板193.30 扳229.10 骯238.50 氨258.80 佰

56、280.30 扮327.70 挨386.40 絆435.10 頒466.90背450.18 懊484.28 拜551.93 霸562.22 鞍594.89 把634.16 扒725.87 骯847.11 稗902.90 半891.07 案914.47 襖829.14 奧866.81 礙911.85 般1003.60瓣 氨1200.91頒 敖1445.62艾 啊1551.06爸 案1701.82案359.86 罷402.62 扮451.60 笆464.09 阿476.24 愛508.02 班577.77 俺674.94 白731.58 霸723.58 艾753.00 絆663.64 暗690.1

57、7 爸718.77 稗761.56 邦897.04 敖1069.91跋 礙1153.70癌 昂1227.13岸要求：（1）建八立居民收入俺罷消費函數；百礙 （2）檢驗模扮型中存在的問題矮，并采取適當的傲補救措施預以處拌理；笆伴 （3）對模型耙結果進行經濟解鞍釋。柏練習題6.3參擺考解答：挨（）收入斑捌消費模型為隘（）艾DW叭0.575，白取爸，查柏DW按上下界癌，說明誤差項存藹在正自相關頒。柏（）采用廣義藹差分法伴使用普通最小二癌乘法估計哎的估計值盎，得斑般疤鞍絆霸按白爸阿 頒DW伴=1.830，襖已知胺。因此，在廣義爸差分模型中已無凹自相關。據半，可得：巴 皚 挨 霸 般因此，原回歸模邦型應

58、為 啊其經濟意義為:埃北京市人均實際柏收入增加1元時背，平均說來人均伴實際生活消費支安出將增加0.6跋69元。百6.4 下表給靶出了日本工薪家班庭實際消費支出巴與可支配收入數板據傲表6.8 巴日本工薪家庭實伴際消費支出與實扮際可支配收入翱疤稗單位：1000阿日元扳年份懊個人實際可支配笆收入罷X翱個人實際敖消費支出版Y爸年份把個人實際可支配扮收入隘X背個人實際艾消費支出芭Y背1970案1971哀1972芭1973艾1974邦1975百1976把1977敗1978胺1979鞍1980罷1981愛1982唉239俺248巴258背272拔268頒280絆279捌282矮285澳293頒291壩294

59、搬302伴300疤311斑329埃351辦354邦364藹360氨366斑370爸378叭374拌371絆381愛1983把1984氨1985拜1986礙1987捌1988百1989隘1990搬1991澳1992盎1993耙1994靶304艾308愛310邦312頒314般324俺326搬332盎334哎336礙334扳330擺384昂392安400疤403辦411胺428疤434唉441皚449把451爸449敖449稗注：資料來源于頒日本銀行經濟搬統計年報數據盎為1990年價佰格伴。阿要求：（1）建阿立日本工薪家庭爸的收入般氨消費函數；佰阿 （2）檢驗模皚型中存在的問題般，并采取適當的埃補

60、救措施預以處敖理；扳吧 （3）對模型扒結果進行經濟解邦釋。八要求：（1）檢熬測進口需求模型瓣的自相關性；矮 （2）采用科熬克倫奧克特迭巴代法處理模型中哀的自相關問題。岸練習題6.4參骯考解答:背（）收入隘艾消費模型為扳伴矮皚版頒伴拔笆白隘白t 按= (6.13斑61)疤隘 (30.00愛85)班R熬2背 = 0.97跋51 挨 奧 DW 伴= 0.352霸8罷（）對樣本量白為25、一個解拔釋變量的模型、般5%顯著水平，壩查艾DW按統計表可知，伴d芭L敖=1.288，扳d板U傲= 1.454八，模型中唉DW疤 d按U伴，說明廣義差分凹模型中已無自相頒關。哎最終的消費模型背為阿Y 伴t霸 辦= 9