一元線性回歸模型習(xí)題及答案

1、1、AC2、AC3、AC4、5、6、單項(xiàng)選擇題變量之間的關(guān)系可以分為兩大類函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系正相關(guān)關(guān)系和負(fù)相關(guān)關(guān)系相關(guān)關(guān)系是指變量間的非獨(dú)立關(guān)系 變量間的函數(shù)關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)的兩個(gè)變量都是隨機(jī)變量一個(gè)是隨機(jī)變量，一個(gè)不是隨機(jī)變量表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是Y =B0 + 優(yōu)xt +utd Yt =B0 +優(yōu)xt參數(shù)P的估計(jì)量？具備有效性是指 var（?）=0b var（ ?）為最?。?-0D （? J為最小對(duì)于Y = ?）+ ?Xj +e，以也表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，Y?表示回歸值，則。A線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系 簡單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系7、的是8、DABC變量間的因果關(guān)系變量間不確定性的

2、依存關(guān)系。AB都不是隨機(jī)變量D 隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以。C時(shí),，（Yi - Y）0去0 時(shí),，（Yi-f）2= 0 :?=0時(shí),，（Yi Yj為最小 各0時(shí),，（Yi Y?）2為最小 設(shè)樣本回歸模型為 Yi二?， ?Xi+e，則普通最小二乘法確定的彳的公式中，錯(cuò)誤。DXiX Yi-Y2遲(Xi X )? n£ XjYj-£ X 正 Y i"1=2廠n' Xj2- ' Xi ? ' XiYi-nXY? 2 21' Xi2-nX2?= n' XiYi-' XYic2x對(duì)于Yi =宛+顯Xi+ei，以應(yīng)表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表

3、示相關(guān)系數(shù)，則有；?= 0時(shí)，r=1 ；?= 0 時(shí)，r=-1 ；?=0 時(shí)，r=0D ；：?=0時(shí)，r=1 或r=-19、產(chǎn)量(X，臺(tái))與單位產(chǎn)品成本(Y，元/臺(tái))之間的回歸方程為 Y = 356_1.5X , 這說明。DA 產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本增加356元B 產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少1.5元C產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均增加356元D 產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元10、在總體回歸直線 E (中，優(yōu)表示。 BA當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), B當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), C當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí), D 當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí),Y增加*個(gè)單位Y平均增加S個(gè)單位X增加】個(gè)單位X平均增

4、加、個(gè)單位11、對(duì)回歸模型 Yj=Po+BiXj+ u i進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定 u i服從。 C2AN(0,二 i )Bt(n-2)2CN(0,二)Dt(n)12、以Y表示實(shí)際觀測(cè)值，Y表示回歸估計(jì)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是使。 D13、 設(shè)Y表示實(shí)際觀測(cè)值， Y表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立 。 D14、 用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型 Yj= 0P1Xi+ u i ,則樣本回歸直線通過點(diǎn) 。D15、 以Y表示實(shí)際觀測(cè)值，Y?表示OLS估計(jì)回歸值，則用OLS得到的樣本回歸直線Y?=鳧 + l?Xj 滿足。A16、 用一組有30個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型Yi=訂UXi + u i，在0.

5、05的顯著性水平下對(duì) 優(yōu)的顯著性作t檢驗(yàn)，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于。DA t0.05(30) B t0.025(30) C t0.05(28) D t0.025(28)17、 已知某一直線回歸方程的判定系數(shù)為0.64,則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為。BA 0.64 B 0.8 C 0.4 D 0.3218、 相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是 。DA r< -1B r > 1C 0< r < 1 D 1< r< 119、 判定系數(shù)R2的取值范圍是 。CA R2W -1BR2> 1C 0< R2< 1 D1< R2<

6、120、 某一特定的X水平上，總體 Y分布的離散度越大，即c 2越大，則 。AA 預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，精度越低B 預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，預(yù)測(cè)誤差越小C 預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，精度越高D 預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，預(yù)測(cè)誤差越大22、如果X和Y在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立，則相關(guān)系數(shù)等于 。CA 1B 1C 0Da23、根據(jù)決定系數(shù) R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R2= 1時(shí)，有。DC F = 0D F =24、在C D生產(chǎn)函數(shù)Y mALEK P中，。AA. 】和一：是彈性C.A和是彈性B. A和是彈性D.A是彈性25、 回歸模型Yj -iXi -Ui中，關(guān)于檢驗(yàn)H。： ：i =0所用的統(tǒng)計(jì)量11 ,Jvar(f?) 下列說法正確的是。DA 服從

7、2(n -2)B 服從 t (n -1)C 服從 2(n-1)D 服從 t (n-2)26、 在二元線性回歸模型 Yi = 00 +%Xii +%X2i +Ui中，為表示。AA 當(dāng)X2不變時(shí)，X1每變動(dòng)一個(gè)單位 Y的平均變動(dòng)。B 當(dāng)X1不變時(shí)，X2每變動(dòng)一個(gè)單位 Y的平均變動(dòng)。C 當(dāng)X1和X2都保持不變時(shí)，Y的平均變動(dòng)。D 當(dāng)X1和X2都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)，Y的平均變動(dòng)。27、 在雙對(duì)數(shù)模型lnYi = In Bo + % In Xi +Ui中，優(yōu)的含義是。DA Y關(guān)于X的增長量B Y關(guān)于X的增長速度C Y關(guān)于X的邊際傾向D Y關(guān)于X的彈性26、根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出Y對(duì)人均收入X的回

8、歸模型為 In Y =2.00 +0.75In Xi，這表明人均收入每增加1%,人均消費(fèi)支出將增加 。CA 2%B 0.2%C 0.75%D 7.5%28、 按經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)是非隨機(jī)變量，且。AA與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)B與殘差項(xiàng)不相關(guān)C與被解釋變量不相關(guān)D 與回歸值不相關(guān)29、 根據(jù)判定系數(shù) R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng) R2=1時(shí)有。 CA. F=1?B.F= 1? ?C.F= g?D.F=030、 下面說法正確的是 。DA.內(nèi)生變量是非隨機(jī)變量？?B前定變量是隨機(jī)變量C. 外生變量是隨機(jī)變量？ ？。外生變量是非隨機(jī)變量31、 在具體的模型中，被認(rèn)為是具有一定概率分布的隨機(jī)

9、變量是 。AA.內(nèi)生變量B.外生變量C.虛擬變量D.前定變量32、 回歸分析中定義的 。BA. 解釋變量和被解釋變量都是隨機(jī)變量B. 解釋變量為非隨機(jī)變量，被解釋變量為隨機(jī)變量C. 解釋變量和被解釋變量都為非隨機(jī)變量D. 解釋變量為隨機(jī)變量，被解釋變量為非隨機(jī)變量33、 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的被解釋變量一定是 。CA 控制變量B 政策變量C.內(nèi)生變量D .外生變量二、多項(xiàng)選擇題1、 指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系 。ACDA家庭消費(fèi)支出與收入B商品銷售額與銷售量、銷售價(jià)格C物價(jià)水平與商品需求量D 小麥高產(chǎn)與施肥量E學(xué)習(xí)成績總分與各門課程分?jǐn)?shù)2、 一元線性回歸模型 Yi = P0 + hXi+ u i的經(jīng)

10、典假設(shè)包括 。ABCDEA E(ut) =0C COV(Ut,Us)=02E Ut N (0,二)3、以Y表示實(shí)際觀測(cè)值,。ABEB var(ut) - ；2D Cov(xt ,ut) = 0Y表示OLS估計(jì)回歸值，e表示殘差，則回歸直線滿足4、 Y?表示OLS估計(jì)回歸值，u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，e表示殘差。如果 Y與X為線性相關(guān) 關(guān)系，則下列哪些是正確的 。AC5、Y?表示OLS估計(jì)回歸值，u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果 Y與X為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的 。 BE6、 回歸分析中估計(jì)回歸參數(shù)的方法主要有 。CDEA相關(guān)系數(shù)法B方差分析法C最小二乘估計(jì)法D 極大似然法E矩估計(jì)法7、用OLS法估計(jì)模型

11、£= r +Xi+ u i的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無偏估計(jì)量，則要求 。ABCDE2A E(ui)=0B Var(uJ=；C Cov(u i ,u j)=0D ui服從正態(tài)分布E X為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)5不相關(guān)。8、 假設(shè)線性回歸模型滿足全部基本假設(shè)，則其參數(shù)的估計(jì)量具備。CDEA可靠性B合理性C線性D 無偏性E有效性9、 普通最小二乘估計(jì)的直線具有以下特性 。ABDEa 通過樣本均值點(diǎn)(X,Y)B ' Y Y?C 、(Y -Y?)2 =0d 、e =oe Cov(Xi,e) =010、 由回歸直線鳧+弭Xj估計(jì)出來的£值。ADEA是- -組估計(jì)值B是

12、-C是一個(gè)幾何級(jí)數(shù)D 可能等于實(shí)際值YE與實(shí)際值Y的離差之和等于零11、 反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標(biāo)有 。A相關(guān)系數(shù)B回歸系數(shù)C樣本決定系數(shù)D 回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差E剩余變差(或殘差平方和)12、 對(duì)于樣本回歸直線 £=(?0 +(?Xi，回歸變差可以表示為 。ABCDEA 送(Yi-Y)2-Z (Yi- Yi)2B 曠(Xi-Xi)2C R2' (Yi-Y)2D 、 (Y? Y)2E 弭送(X X(Y Yi)正確13對(duì)于樣本回歸直線 Y-=氏+輯Xj , &為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中,的有。ABCDE弓(Y空 Z (Yj Y)晉(Xj X)2 '、(Y

13、Y(2屛瓦(XjXj)(Yj Yj(、(Yj Y)214、下列相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有。ABCDEXY XY、(XjXj)(YjY)n；- x ycov (X,Y)Xj Xj)(YjYj)D yjz ( XjXj)2z ( Yj Yj)2遲 XjYj-nXLYEf_yjn ( Xj Xj(2Z ( YjYj)215、判定系數(shù) R2可表示為。 BCEr2 = RSSTSSr2=EssTSSR2=1-RSSTSSR2 = 1-ESSTSS2 ESSE R =ESS+RSS。ACDE16、線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差e滿足aX e= 0b Z eY= 0cj： eY? =0dz ex=oE

14、 cov(Xi,eJ=017、調(diào)整后的判定系數(shù) R2的正確表達(dá)式有。 BCDB1( Y- 丫)2(n-k-1)E (Yi-Yi) /(n-1)' (丫廠 Y)/(n-1) 、(Yi-Y)/(n-k)c2(n-1)C 1 _(1-R )-(n-k-1)E 1 _(1+R2)(n2k)(n-1)D R2k(1-R2)n-k-118、對(duì)總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)所用的F統(tǒng)計(jì)量可表示為 BCB ESS/(k-1)RSS/( n-k)2D (1-R )/(n-k)R2/(k-1)ESS/( n-k)RSS/(k-1)2R /(k-1)2(1-R )/(n-k) R2/( n-k) (1-R

15、2)/(k-1)三、名詞解釋函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系線性回歸模型總體回歸模型與樣本回歸模型最小二乘法高斯-馬爾可夫定理總變量（總離差平方和） 回歸變差（回歸平方和） 剩余變差（殘差平方和） 估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差樣本決定系數(shù) 相關(guān)系數(shù) 顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn) 經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè) 點(diǎn)預(yù)測(cè)區(qū)間預(yù)測(cè) 擬合優(yōu)度 殘差四、簡答1、在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，為什么會(huì)存在隨機(jī)誤差項(xiàng)？答：模型中被忽略掉的影響因素造成的誤差；模型關(guān)系認(rèn)定不準(zhǔn)確造成的誤差；變量的測(cè)量誤差；隨機(jī)因素。這些因素都被歸并在隨機(jī)誤差項(xiàng)中考慮。因此，隨機(jī)誤差項(xiàng)是計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中不可缺少的一部分。2、古典線性回歸模型的基本假定是什么？答：零均值假定。即在給定xt的條件下，隨機(jī)誤差項(xiàng)

16、的數(shù)學(xué)期望（均值）為0,即E（uJ=0。同方差假定。誤差項(xiàng) ut的方差與t無關(guān)，為一個(gè)常數(shù)。無自相關(guān)假定。即不 同的誤差項(xiàng)相互獨(dú)立。解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)假定。正態(tài)性假定，即假定誤差項(xiàng)Ut服從均值為0,方差為C2的正態(tài)分布。3、總體回歸模型與樣本回歸模型的區(qū)別與聯(lián)系。答：主要區(qū)別：描述的對(duì)象不同?？傮w回歸模型描述總體中變量y與x的相互關(guān)系，而樣本回歸模型描述所觀測(cè)的樣本中變量 y與x的相互關(guān)系。建立模型的不同。 總體回歸 模型是依據(jù)總體全部觀測(cè)資料建立的， 樣本回歸模型是依據(jù)樣本觀測(cè)資料建立的。 模型性 質(zhì)不同。總體回歸模型不是隨機(jī)模型， 樣本回歸模型是隨機(jī)模型， 它隨著樣本的改變而改變。

17、主要聯(lián)系：樣本回歸模型是總體回歸模型的一個(gè)估計(jì)式，之所以建立樣本回歸模型，目的是用來估計(jì)總體回歸模型。4、試述回歸分析與相關(guān)分析的聯(lián)系和區(qū)別。答：兩者的聯(lián)系：相關(guān)分析是回歸分析的前提和基礎(chǔ)；回歸分析是相關(guān)分析的深入和繼續(xù)；相關(guān)分析與回歸分析的有關(guān)指標(biāo)之間存在計(jì)算上的內(nèi)在聯(lián)系。兩者的區(qū)別：回歸分析強(qiáng)調(diào)因果關(guān)系，相關(guān)分析不關(guān)心因果關(guān)系，所研究的兩個(gè)變量是對(duì)等的。對(duì)兩個(gè)變量x與y而言，相關(guān)分析中：=5 ；但在回歸分析中，y = l?0 I? Xt 和xt =召。+0； +%卻是兩個(gè)完全不同的回歸方程。回歸分析對(duì)資料的要求是：被解釋變 量y是隨機(jī)變量，解釋變量x是非隨機(jī)變量。相關(guān)分析對(duì)資料的要求是兩個(gè)

18、變量都隨機(jī)變量。5、在滿足古典假定條件下，一元線性回歸模型的普通最小二乘估計(jì)量有哪些統(tǒng)計(jì)性質(zhì)？答：線性，是指參數(shù)估計(jì)量b?和I?分別為觀測(cè)值yt和隨機(jī)誤差項(xiàng)Ut的線性函數(shù)或線性組合。無偏性，指參數(shù)估計(jì)量I?和b?的均值（期望值）分別等于總體參數(shù)bo和b。有效性（最小方差性或最優(yōu)性），指在所有的線性無偏估計(jì)量中，最小二乘估計(jì)量I0和b?的方差最小。6、簡述BLUE的含義。答：在古典假定條件下，OLS估計(jì)量b?和?是參數(shù)bo和bi的最佳線性無偏估計(jì)量，即BLUE，這一結(jié)論就是著名的高斯馬爾可夫定理。7、 對(duì)于多元線性回歸模型，為什么在進(jìn)行了總體顯著性F檢驗(yàn)之后，還要對(duì)每個(gè)回歸 系數(shù)進(jìn)行是否為0的t

19、檢驗(yàn)？答：多元線性回歸模型的總體顯著性F檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭腥拷忉屪兞繉?duì)被解釋變量的共同影響是否顯著。通過了此F檢驗(yàn)，就可以說模型中的全部解釋變量對(duì)被解釋變量的共同影響是顯著的，但卻不能就此判定模型中的每一個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響都是顯 著的。因此還需要就每個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是否顯著進(jìn)行檢驗(yàn)，即進(jìn)行t檢驗(yàn)。五、綜合題1、下表為日本的匯率與汽車出口數(shù)量數(shù)據(jù)，年度1986198719881989199019911992199319941995X16814512813814513512711110294Y661631610588583575567502446379X:年均匯率（日元/美元

20、）Y:汽車出口數(shù)量（萬輛）問題：（1）畫出X與Y關(guān)系的散點(diǎn)圖。（2）計(jì)算X與Y的相關(guān)系數(shù)。其中 X =129.3 , Y =554.2 , ' (X - X )2= 4432.1 , ' (Y- Y)2=68113.6 ,（3）若采用直線回歸方程擬和出的模型為 t 值 1.2427 7.2797解釋參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。解答：（1）散點(diǎn)圖如下：' （X -X）（Y -Y）R2=0.8688F=52.99際=(XX)J (YY)216195.4=0.93214432.1 68113.6（3）截距項(xiàng)81.72表示當(dāng)美元兌日元的匯率為0時(shí)日本的汽車出口量，這個(gè)數(shù)據(jù)沒有實(shí)際意義；斜率

21、項(xiàng) 3.65表示汽車出口量與美元兌換日元的匯率正相關(guān)，當(dāng)美元兌換日元的匯 率每上升1元，會(huì)引起日本汽車出口量上升3.65萬輛。2、已知一模型的最小二乘的回歸結(jié)果如下：標(biāo)準(zhǔn)差（45.2）（ 1.53）n=30R2=0.31其中，Y :政府債券價(jià)格（百美元），X :利率（）?；卮鹨韵聠栴}:（1）系數(shù)的符號(hào)是否正確，并說明理由；（2）為什么左邊是 Y?而不是Yi ；（3） 在此模型中是否漏了誤差項(xiàng)5；（4）該模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是什么。答：（1）系數(shù)的符號(hào)是正確的，政府債券的價(jià)格與利率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，禾悴的上升會(huì)引 起政府債券價(jià)格的下降。(2)（3）（4） 常數(shù)項(xiàng)101.4表示在X取0時(shí)Y的水平，本例中

22、它沒有實(shí)際意義；系數(shù)（4.78）表明利率X每上升一個(gè)百分點(diǎn)，引起政府債券價(jià)格Y降低478美元。3、估計(jì)消費(fèi)函數(shù)模型 Cj=a + 5得t 值 （13.1） （18.7）n=19R2=0.81其中，C:消費(fèi)（元）Y :收入（元）已知 t°.025（19） =2.0930 , t°.05（19） =1.729 , t°.°25（17）= 2.1098 , t°.°5（17） = 1.7396。 問：（1）利用t值檢驗(yàn)參數(shù)B的顯著性（a = 0.05）;（2）確定參數(shù)一：的標(biāo)準(zhǔn)差；（3）判斷一下該模型的擬合情況。答：（1）提出原假設(shè)H

23、76;: E =0, H1:1 =0統(tǒng)計(jì)量 t = 18.7,臨界值 t0.025（17） =2.1098 ,由于 18.7>2.1098,故拒絕原假設(shè) H。： P = 0 , 即認(rèn)為參數(shù)1是顯著的。匱? P 0.81（2）由于 t，故 sb（ ?）0.0433。sb（?）t 18.7（3） 回歸模型R2=0.81，表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力為81%,即收入對(duì)消費(fèi)的解釋能力為81%，回歸直線擬合觀測(cè)點(diǎn)較為理想。4、已知估計(jì)回歸模型得且7（ X - X ）2= 4432.1 ,7（ Y - Y ）=68113.6 ,求判定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)。答：判定系數(shù):2 b2'

24、; (XX)2 RZ (Y -丫)223.65414432.168113.6=0.8688相關(guān)系數(shù)：r = 一艮 二、0.8688 = 0.9321年份物價(jià)上漲率（%） P失業(yè)率（%） U19860.62.819870.12.819880.72.519892.32.319903.12.119913.32.119921.62.219931.32.519940.72.91995-0.13.2日本物價(jià)上漲率與失業(yè)率的關(guān)系5、有如下表數(shù)據(jù)（1）設(shè)橫軸是U，縱軸是P，畫出散點(diǎn)圖。（2） 對(duì)下面的菲力普斯曲線進(jìn)行OLS估計(jì)。 已知P（3）計(jì)算決定系數(shù)。答：（1）散點(diǎn)圖如下：（2）7、根據(jù)容量n=30的樣本

25、觀測(cè)值數(shù)據(jù)計(jì)算得到下列數(shù)據(jù)： 試估計(jì)Y對(duì)X的回歸直線。8、表2-4中的數(shù)據(jù)是從某個(gè)行業(yè) 5個(gè)不同的工廠收集的，請(qǐng)回答以下問題:表2-4總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y8044517061X1246118（1） 估計(jì)這個(gè)行業(yè)的線性總成本函數(shù)：*=?0+?*（2）?0 和 ?1的經(jīng)濟(jì)含義是什么？（3）估計(jì)產(chǎn)量為10時(shí)的總成本。9、有10戶家庭的收入（X，元）和消費(fèi)（Y，百元）數(shù)據(jù)如表 2-5。 表2-510戶家庭的收入（X）與消費(fèi)（Y）的資料X20303340151326383543Y7981154810910（1）建立消費(fèi)Y對(duì)收入X的回歸直線。（2）說明回歸直線的代表性及解釋能力。（3）在95%的置信度

26、下檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性。（4）在95%的置信度下，預(yù)測(cè)當(dāng) X = 45 （百元）時(shí)，消費(fèi)（Y）的置信區(qū)間。10、 已知相關(guān)系數(shù)r= 0.6,估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)；各8誤差，樣本容量n=62。求：（1）剩余變差；（2）決定系數(shù)；（3）總變差。11、在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料：（1）計(jì)算Y對(duì)綿回歸直線的斜率系數(shù)。(2) 計(jì)算回歸變差和剩余變差。(3) 計(jì)算估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。 2 212、 已知：n=6, ' Xj=21,' 丫嚴(yán)426Xi =79Yi =30268XiYi=1481°(1) 計(jì)算相關(guān)系數(shù)；(2) 建立Y對(duì)的回歸直線；(3) 在5%的顯著性水平上檢驗(yàn)回歸方程的顯著性。13、根據(jù)對(duì)某企業(yè)銷售額Y以及相應(yīng)價(jià)格X的11組觀測(cè)資料計(jì)算：XY=117849, X = 519, Y = 217,X2= 284958,丫2= 49046(1) 估計(jì)銷售額對(duì)價(jià)格的回歸直線；(2) 銷售額的價(jià)格彈性是多少？14、 假設(shè)某國的貨幣供給量 Y與國民收入X的歷史如表2- 6。表2-6 某國的貨幣供給量 X與國民收入Y的歷史數(shù)據(jù)年份XY年份XY年