計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)總結(jié)復(fù)習(xí) (一)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)總結(jié)復(fù)習(xí)

以試卷為基礎(chǔ)

（一）試卷1,2066-2017國(guó)貿(mào)試卷A卷

1,工作培訓(xùn)的理由之一就是提高工人的生產(chǎn)力。假設(shè)要求評(píng)估更多的工作培訓(xùn)

能否使工人更具有生產(chǎn)力，不過(guò)你沒(méi)有工人個(gè)人的數(shù)據(jù)，而只有某省制造企業(yè)的

數(shù)據(jù)，具體而言，對(duì)于每一個(gè)企業(yè)，你都有人均工作培訓(xùn)小時(shí)數(shù)（training）和單

位工時(shí)生產(chǎn)色合格產(chǎn)品數(shù)（output）方面的信息。

（1）假設(shè)你發(fā)現(xiàn)training與output之間有正相關(guān)關(guān)系，你能否令人信服的證

明工作培訓(xùn)能提高工人的生產(chǎn)力？請(qǐng)解釋

（2）假設(shè)要進(jìn)行項(xiàng)目研究，你認(rèn)為還要哪些數(shù)據(jù)？

參考答案1：

（1）不一定，如果人均工作培訓(xùn)小時(shí)數(shù)不是隨機(jī)分配給工人的話，那么發(fā)現(xiàn)

training與output之間有正相關(guān)關(guān)系也不能令人信服的證明了工作培訓(xùn)能提高

工人生產(chǎn)力，若樣本中存在的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中的重要影響因素與模型中的培訓(xùn)小時(shí)

數(shù)相關(guān)時(shí)，上訴回歸模型不能夠解釋培訓(xùn)對(duì)工人生產(chǎn)力在其他條件不變下的影

響，因?yàn)檫@時(shí)出現(xiàn)解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的情形，這與基本假設(shè)4相矛盾。

（2）需要數(shù)據(jù)：?jiǎn)T工所受教育水平、小時(shí)工資、工作年數(shù)

(1)表格中的？為多少

CO/SE=T所以co=0.000112*(-4.8135)=-00.000539112

(2)受教育年限是否對(duì)對(duì)數(shù)工資具有顯著影響？請(qǐng)給出證據(jù)

對(duì)受教育年限進(jìn)行T檢驗(yàn)，假設(shè)HO：pj=O,(即教育年限對(duì)對(duì)數(shù)工資沒(méi)有顯著

影響估計(jì)的回歸系數(shù)向的T值為11.63988,取口=0.05,查T表可得自由度為

N-8=526-8=518時(shí)的臨界

To.025(518)^0.980064536T0j)=11.63988>1\儂(518)^0.980064536,故拒絕原

假設(shè)，認(rèn)為受教育年限對(duì)對(duì)數(shù)工資具有顯著性影響。

(3)解釋EDUC系數(shù)的含義

在其他情況不變的情況下，受教育年限每增加一個(gè)單位，個(gè)體工資會(huì)增加

0.0791553個(gè)單位

(4)有人認(rèn)為，EDUC對(duì)工資的影響可能超過(guò)10%,請(qǐng)給予回應(yīng)。

在其他條件不變的情況下，在0.05的置信度下EDUC對(duì)工資的影響程度為

0.079155,即大約為7.9%o在多元回歸中丫=X0+U,P=(X/X)1X/Y,回歸系數(shù)

是解釋自變量對(duì)因變量影響大小的參數(shù)，而回歸系數(shù)的符號(hào)表示影響的方向。其

大小與樣本個(gè)數(shù)無(wú)關(guān)。

(5)對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)

對(duì)方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，假設(shè)HORj=0(即方程不顯著)，給定顯著水平為a=0.05

估計(jì)回歸方程中F=59.75519,查F統(tǒng)計(jì)表自由度為N-8=526-8=518,

K-1=8-1=7,Fa(7,518)心3.24,58.75519>3.24,所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為

在置信度為0.05的水平下方程是顯著的。

(6)模型中的變量組合對(duì)對(duì)數(shù)工資的解釋能力為多少？

由表中數(shù)據(jù)可知：可決系數(shù)即模型中變量組合對(duì)對(duì)數(shù)工資的解釋能力為

0.442583,調(diào)整后的可決系數(shù)=1-(1-R2)(N-1))/(N-K)=1-525(1-0.442583)/

(526-8)=0.435050,所以調(diào)整后模型中變量組合對(duì)對(duì)數(shù)工資的解釋能力為

0.435050

(7)寫出上述計(jì)量結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)模式形式。

Y=0.4187+0.0792X教育+0.0269X工作經(jīng)歷-0.000539X工作經(jīng)歷的平方

-0.290184X性別+0.052922X婚姻狀況+0.031296X服務(wù)年限0000574X服務(wù)

年限的平方。

T=(4.225748)(11.63988)(5.060949)(-4.8135)(-8.035645)(1.298502)

(4.569957)(-2.447532)

R2=0.442583調(diào)整可決0.435050F=58.75519

(8)有人說(shuō)，多讀書不如早工作，請(qǐng)做出評(píng)價(jià)。

在給定顯著水平0.05的情況下，保證其他條件不變，受教育程度對(duì)工資的解釋

程度為0.079155,服務(wù)年限對(duì)工資的解釋程度為0.031296,因?yàn)?/p>

0.079155>0.031296,即在其他情況不變的前提二，受教育程度對(duì)工資的影響大

于服務(wù)年限，故上述說(shuō)法多讀書不如早工作是不正確的。

(9)有人說(shuō)，工資性別歧視根深蒂固，請(qǐng)做出評(píng)價(jià)。

對(duì)性別對(duì)工資解釋程度進(jìn)行p值顯著檢驗(yàn)，在給定顯著水平a=0.05時(shí)，假設(shè)

HO：0性別=0,估計(jì)模型中P性別=0.1974,大于假定的0.05,故接受原假設(shè)，即

認(rèn)為在給定顯著水平0.05的情況下，性別對(duì)于工資的影響是不顯著的。不具有

統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即上述說(shuō)法中工資性別歧視根深蒂固是不對(duì)的。

(10)本方程需要進(jìn)行序列相關(guān)性判斷嗎？為什么？

需要，方程中的解釋變量中受教育程度可能與性別存在相關(guān)性，根據(jù)上表中的

DW=1.798046,

(11)請(qǐng)寫出至少兩種異方差修正的基本方法。

廣義差分法，對(duì)數(shù)變化法

試卷2

1,某研究者研究婦女生育孩子的數(shù)目KIDS和婦女受教育情況EDUC的關(guān)系，

其使用了一元回歸模型，KIDS=PO+P1EDUC+U

⑴，假如該模型的回歸系數(shù)均顯著，該模型是否令人信服地說(shuō)明了EDUC對(duì)KIDS

的真實(shí)影響，請(qǐng)解釋

(2)如果你來(lái)進(jìn)行該項(xiàng)目研究，你認(rèn)為還需要哪些數(shù)據(jù)。

參考答案：

(1)不能令人信服。因?yàn)榻⒌倪@個(gè)簡(jiǎn)單的一元回歸模型中，把大量的因素放

入了隨機(jī)誤差項(xiàng)，如收入，年齡，家庭狀況等它們可能是與受教育程度相關(guān)的，

如收入和受教育情況呈正相關(guān)，若這些因素被放置在隨機(jī)誤差項(xiàng)里，此時(shí)誤差項(xiàng)

與解釋變量是相關(guān)的，經(jīng)典假定4被推翻，因此簡(jiǎn)單回歸分析不能解釋教育對(duì)生

育率在其他條件不變下的影響。

(2)家庭收入，年齡，政府政策，家庭狀況(兄弟姐妹情況)等

23no

)2334

EOUC4>50n$l01*7169JOQX”O(jiān)OOM

AGE0〃4皿。1M5114S2SO830OOOO

AGC9Q-000909900Q174*600000

OMVM>3831*0070>7

.20U62I1417406>24?<&300.0105

(1).表中？為多少SE=C0/T=1.459460

(2).LCIGPRIC的影響是否顯著

由上表可知，.LCIGPRIC對(duì)CIGS的解釋程度進(jìn)行p值顯著檢驗(yàn)，在給定

顯著水平a=0.05時(shí)，假設(shè)HO：PLCIGPRIC=O,估計(jì)模型中PLCIGPRIC=0.2334,大

于假定的0.05,故接受原假設(shè)，即認(rèn)為在給定顯著水平0.05的情況下，香煙價(jià)

格對(duì)于每天吸煙量的影響是不顯著的，不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

(3)對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)

由上表可知，F(xiàn)=6.376814R2=0.052911,K=8根據(jù)公式F=(N-K)R2/

((1-R2)(K-1)),計(jì)算得出，N=24o

對(duì)方程進(jìn)行F顯著性檢驗(yàn)。假設(shè)HO：Bj=O(即方程不顯著)，給定顯著水平為。

=0.05估計(jì)回歸方程中F=6.376814,查F統(tǒng)計(jì)表自由度為N-8=24-8=16,

K-1=8-1=7,Fa(7,16)七3.51,6.376814>3,51,所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為在

置信度為0.05的水平下方程是顯著的。

(4)方程的解釋能力為多少？

由表中數(shù)據(jù)可知：可決系數(shù)即模型中變量組合對(duì)對(duì)數(shù)工資的解釋能力為

0.052911,調(diào)整后的可決系數(shù)=1?(1-R2)(N-1))/(N-K)=1-23(1-0.052911)/

(24-8)=0.044616,所以調(diào)整后模型中變量組合對(duì)對(duì)數(shù)工資的解釋能力為

0.044616

⑸寫出上述計(jì)量結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)形式

Y=-2.682462-0.025449X1+0.869015X2-0.501751X3+0.774502X4-0.009069X

5-0.559236X6-2.865621X7

T=(-0.110751)(-0.147155)(1.192451)(-3.001497)(4.825083)(-5.187825)

(-0.383180)(-2.564530)

R2=0.052911調(diào)整R2=0.44616F=6.376814

⑹有人認(rèn)為相對(duì)年齡，教育對(duì)人的吸煙影響更大，請(qǐng)給出評(píng)價(jià)。

在給定顯著水平0.05的情況下，保證其他條件不變，年齡對(duì)每天吸煙量的解釋

程度為0.774502,教育對(duì)每天吸煙量的解釋程度為-0.501753,因?yàn)?/p>

0.774502>0.501753,即在其他情況不變的前提工，年齡對(duì)每天吸煙量的影響大

于教育，故上述說(shuō)法，相對(duì)年齡，教育對(duì)人的吸煙影響更大是不正確的。、

(7)香煙價(jià)格對(duì)吸煙量明顯有影響嗎？根據(jù)上表的分析結(jié)果，請(qǐng)給出評(píng)價(jià)。

對(duì)香煙價(jià)格進(jìn)行T檢驗(yàn)，假設(shè)HO：Pj=O,(即香煙價(jià)格對(duì)吸煙量沒(méi)有顯著影響)

估計(jì)的回歸系數(shù)百的T值為-0.147155,取a=0.05,查T表可得自由度為

N-8=24-8=16時(shí)的臨界值To.025(16)^1.746T(pj)=O.147155<To.o25(16)

0.980064536,故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為香煙價(jià)格對(duì)吸煙量不具有顯著性影響。

(8)禁煙有效果嗎？請(qǐng)根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果，作出評(píng)價(jià)。

由上表數(shù)據(jù)可知，禁煙是有效果。在給定顯著水平a=0.05時(shí)，進(jìn)行p值檢驗(yàn),

對(duì)禁煙對(duì)每天吸煙量的解釋程度為2.865621,其對(duì)應(yīng)p值為0.0105<0.05,所

以拒絕原假設(shè)，即在給定顯著水平為0.05時(shí)，認(rèn)為禁煙對(duì)每天吸煙量有顯著影

響，且在其他條件不變的情況下，禁煙力度每增加1個(gè)單位，每天吸煙量減少

2.855621個(gè)單位。即認(rèn)為禁煙是由顯著效果的。

（9）AGESQ的計(jì)量效果如你所預(yù)期嗎？為什么？

有上表的數(shù)據(jù)可知，在顯著水平為0.05時(shí)，AGESQ的0系數(shù)為0009069。在

模型中加入年齡的平方項(xiàng)，是原作者假設(shè)吸煙量和年齡類似于二次曲線的性質(zhì)。

且其B系數(shù)為負(fù)，表明圖像呈現(xiàn)倒U型。即在過(guò)了某個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)之后，年給與

吸煙量成負(fù)相關(guān)，這是符合預(yù)期期望的，過(guò)這個(gè)時(shí)間年齡節(jié)點(diǎn)夠，隨著年齡的增

長(zhǎng)，人身體索質(zhì)逐漸變差，吸煙量逐漸減少。

（10）相對(duì)其他人來(lái)說(shuō)，一個(gè)多接受4年教育的白種人其每天吸煙量有多大