应用回归分析_第2章课后习题参考答案

一元线性回归模型有哪些基本假定

答：1. 解释变量 1x ,Λ,2x ,p x 是非随机变量，观测值,1i x ,,2Λi x ip x 是常数。

2. 等方差及不相关的假定条件为

?

??

?

?

?

?????

?≠=====j i n j i j i n i E j i i ,0),,2,1,(,),cov(,,2,1,

0)(2ΛΛσεεε 这个条件称为高斯-马尔柯夫(Gauss-Markov)条件，简称G-M 条件。在此条件下，便可以得到关于回归系数的最小二乘估计及误差项方差2σ估计的一些重要性质，如回归系数的最小二乘估计是回归系数的最小方差线性无偏估计等。

3. 正态分布的假定条件为

???=相互独立n i n

i N εεεσε,,,,,2,1),,0(~2

12ΛΛ 在此条件下便可得到关于回归系数的最小二乘估计及2σ估计的进一步结果，如它们分别是回归系数的最及2σ的最小方差无偏估计等，并且可以作回归的显著性检验及区间估计。

4. 通常为了便于数学上的处理，还要求,p n >及样本容量的个数要多于解释变量的个数。

在整个回归分析中，线性回归的统计模型最为重要。一方面是因为线性回归的应用最广泛；另一方面是只有在回归模型为线性的假设下，才能的到比较深入和一般的结果；再就是有许多非线性的回归模型可以通过适当的转化变为线性回归问题进行处理。因此，线性回归模型的理论和应用是本书研究的重点。 1. 如何根据样本),,2,1)(;,,,(21n i y x x x i ip i i ΛΛ=求出p ββββ,,,,210Λ及方差2σ的估计;

2. 对回归方程及回归系数的种种假设进行检验；

3. 如何根据回归方程进行预测和控制，以及如何进行实际问题的结构分析。

考虑过原点的线性回归模型 n i x y i i i ,,2,1,1Λ=+=εβ误差n εεε,,,21Λ仍满足基本假定。求1β的最小二

乘估计。

答：∑∑==-=-=n i n

i i i i x y y E y Q 1

1

2112

1)())(()(ββ

∑∑∑===+-=--=??n i n i n

i i i i i i i x y x x x y Q

111

211122)(2βββ 令,01=??βQ

即∑∑===-n i n

i i i i x y x 11

210β 解得,?1

21

1

∑∑===n

i i

n

i i i x

y

x β即1?β的最小二乘估计为.?1

21

1

∑∑===n

i i

n

i i

i x

y

x β

证明：

Q (β0，

β

1

)= ∑(

y i

-β0-β1x i

)2

因为Q (∧

β0,∧

β1)=min Q (β0,β1 )

而Q (

β0

,β1

) 非负且在R 2

上可导,当Q 取得最小值时，有

即-2∑(y i -∧

β0-∧

β1x i )=0 -2∑(y i

-∧

β0-∧

β1x i ) x i

=0

又∵e i =y i

-( ∧

β0

+∧

β1x i )= y i

-∧

β0-∧

β1x i ∴∑e i =0，∑e i x i

=0

（即残差的期望为0，残差以变量x 的加权平均值为零）

解：参数β0，β1的最小二乘估计与最大似然估计在εi~N(0, 2 ) i=1,2，……n 的条件下等价。 证明：因为n

i N i ,.....2,1),,0(~2

=σε

所以

)

,(~2

11

11

σβ

βεβ

βX X Y N i i +++=

其最大似然函数为

1

00?

?Q

Q

ββ

??==??

已知使得Ln （L ）最大的0

?β，1?β就是β0

，β1

的最大似然估计值。 即使得下式最小 ：

∑∑+-=-=n

i

i i n i X Y Y Y Q 1

2102

1

))??(()?(ββ ①

因为①恰好就是最小二乘估计的目标函数相同。 所以，在

n

i N i ,.....2,1),,0(~2

=σε 的条件下， 参数β0，β1的最小二

乘估计与最大似然估计等价。

.证明0β)

是

0β的无偏估计。

证明：若要证明0β)

是0β的无偏估计，则只需证明E(0β)

)=0β。

因为0β)，1β)

的最小二乘估计为?????-==x y L L xx

xy 101/βββ)))

其中

∑∑∑∑∑∑∑∑∑-=-=-=-

=-=--=2

2

222)(1)(1

))((i i i i xx i i i i i i i i xy x n

x x n x x x L y x n

y x y x n y x y y x x L

E(0?β)=E(x y 1?β-)=E(∑∑==--n i i xx i n i i y L x x x y n 111)=E[∑=--n

i i xx i y L x x x n 1)1

(]

=E[

∑=++--n

i i i xx

i x L x x x n 110))(1

(εββ]

=E(∑=--n

i xx i L x x x n 10)1(β)+E(∑=--n i i xx i x L x x x n 11)1(β)+E(∑=--n

i i xx i L x x x n 1)1(ε)

其中

∑=--n

i xx i L x x x n 10)1(β=∑=--n

i xx i L x x x n 10)1

(β=)

)(1(1

0∑=--n

i i

xx x x

L x n n β

由于

∑=-n

i i x x 1

)

(=0，所以∑=--n

i xx i L x x x n 10)1

(β=0β

∑=--n

i i xx i x L x x x n 11)1

(β=∑=--n

i i

xx i i x L x x x n x 11)(β=)

)((1

1∑=--n

i i i

xx x x x

L x x β

=

)

-)(((1

1∑=--

n

i i i

xx

x x x x

L x

x β)=)(1x x -β=0

又因为一元线性回归模型为??

?++=),0(210σεεββN x y i i i i 独立同分布，其分布为各

所以E(

i

ε)=0所以

E(∑=--n

i xx i L x x x n 10)1(β)+E(∑=--n i i

xx i x L x x x n 11)1(β)+E(∑=--n

i i xx

i L x x x n 1)1(ε

=++)0()(0E E β ∑=--n

i i xx i E L x x x n 1)

()1

(ε

=

β

所以0β)

是0β的无偏估计。

解：因为

∑==n

i i y

n y 11 ①，x y ∧

∧

-=ββ1

0 ②，y L x

i

n

i xx

i

x ∑=∧

-=1

1

β ③

联立 ①②③式，得到

y L x i

n

i xx i

x x n ∑=∧

--=10)1(β。

])1([)(10

y L x i n

i xx i x x n Var Var ∑=∧

--=β)(1])1[(2

y L x x x n

i Var n

i xx i ∑--==

σ

2

12

2]2(1

[

)∑-=--+=n

i xx

i nL

x L x x x n

x x xx

i

因为

∑-==n

i xx

x x L

i 1

2

)(，

)(1

=-∑=n i i

x x ，所以

σ

β2

1

2

1

2

2

1

2

])

(21

[)()

()(nL

x L x x x n

xx

n

i i

n i n

i x x xx

i Var ∑∑-∑

===∧

-++=

σ22

)(1????

? ?

?

+=L x xx

n σ2

122)()(1????

?? ??+=∑-=n

i x x x i n

证明平方和分解公式：SST=SSE+SSR 证明：

验证三种检验的关系，即验证：

（1）

2

1)2(r r n t --=

；（2）2221

??)2/(1/t

L n SSE SSR F xx ==-=σβ

证明：（1）因为

2-n 2

2

SSE

SSR L xx =

∧

∧

=

σ

β

和

，所以

SST

SSE SST SSR

n SSE

SSR n n SSE t L

L

xx

xx

）（）（2222

2

-=

-=-∧

=

∧

=

∧

βσ

β

又因为

SST SSR r

=

2

，所以SST SSE SST SSR SST r =

-=-2

1

故 21)2(r r n t --=

得证。

（2）

2

2222011111

1

1

1

??????()()(())(())n n n n

i i i

i xx i i i i SSR y y x y y x x y x x L βββββ=====-=+-=+--=-=∑∑∑∑22

12?/1

?/(2)xx L SSR F t SSE n βσ∴===-g

验证（）式：

()()∑∑==-+-=-=n

i i i n i i y i y y

y y y SST 1212

]?()?[()()()∑∑∑===-+--+-=n

i i i n

i i i i n

i i y y y y y y y y

1

2

112

)??)(?2?()()SSE SSR y y y y

n

i i i n i i +=-+-=∑∑==1

2

1

2

)??

()σ

2

xx

2

i L

x -x e i

-n 1

-1var ????

?

????

?

=）（

证明：）

，（）（）（）（）

（∧

∧∧+==y y y y y y e

i

i

i

i

i

i

i cov 2-var var -var var ))x -y cov 2var var x y x y i

1

i

i

1

i

（，（）（）

（

∧

∧

∧

+-++=βββ ????

?

?????+-??????????++=--L x x L xx i n )()(22xx 22212i n 1

x x σσσ ()σ

2

xx

2

x -x i

n 11????

?

????

?

--=L

其中： (

)

???

? ?

?

-∧+x y cov x y i 1

i β，

()

(

)

???

?

?

?

∧+=x -cov y cov x y y i 1

i i β，，

(

)

()

???

?

?

?

+

???

?

?=∑∑==n 1i i xx

i

i i n 1i i i y x y x y y x -cov x -n 1cov L

，， ()σ

σ2

2

2n

1L

x x xx

i

-+=

()

σ2

2

n 1

????

? ?

?+

=-L

x x xx

i

注：各个因变量y

y y n

(2)

1

，是独立的随机变量

),cov()var()var()var(Y X Y X Y X

2++=+

用第9题证明2-n i

e 2

2

∑=

∧

σ

是σ2

的无偏估计量

证明：()

∑-=∧∧=???

? ??n 1i 2

2y y i

i

2-n 1E E σ

∑=??

? ??=n 1i 2e i 2-n 1E ()∑==n

i i e 1

2-n 1var

()

σ2n

1i xx

2

L

x -x i

-n

1-12-n 1∑=????

?

????

?= ()σ222

-n 1

-=

n σ2

= 注：[])()()var(X E X E X 2

2

+

=

验证

22

-+=

n F F

r

证明：

)2(*)

2(-??

? ??=-=

n SSE SSR n SSE

SSR F 所以有

F n SSR SSE )

2(-=

()

2)2(1111

2

-+=

??? ??-+=

+=

+==

n F F

F n SSR SSE

SSE SSR SSR SST SSR r

以上表达式说明r 2与F 等价，但我们要分别引入这两个统计量，而不是

只引入其中一个。理由如下：

①r 2与F ，n 都有关，且当n 较小时，r 较大，尤其当n 趋向于2时，|r|趋向于1，说明x 与y 的相关程度很高；但当n 趋向于2或等于2时，可能回归

方程并不能通过F 的显著性检验，即可能x 与y 都不存在显著的线性关系。所以，仅凭r 较大并不能断定x 与y 之间有密切的相关关系，只有当样本量n 较大时才可以用样本相关系数r 判定两变量间的相关程度的强弱。

② F 检验检验是否存在显著的线性关系，相关系数的

显著性检验是判断回归直线与回归模型拟合的优劣，只有二者结合起来，才可以更好的回归结果的好坏。

如果把自变量观测值都乘以2，回归参数的最小二乘法估计0?β和1?

β会发生什么变化如果把自变量观测值都加上2，回归参数的最小二乘估计0?β和1?β会发生什么变化 解:

解法（一）：我们知道当

01i i i

y x ββε=++，

01()i E y x

ββ=+时，用最小二乘法估

计的0?β和1?

β分别为

⑴当

2i i

x x '=时

有

将②③带入①得到

⑵当2i i

x x ''=+时

有

将②③带入①得到·

解法（二）： 当

01i i i

y x ββε=++，

01()i E y x

ββ=+时，有

2

2

0101i 1

1

()=(())()n

n

i i i i i Q y E y y x ββββ==-=--∑∑，

当

2i i

x x '=时

0112i i i i i y x y x ββεβ'=++=+ 01()2i

i E y x ββ'=+

2

2

2

0110101i 1

1

1

()=(())(2)()n

n

n

i i i i i i i i i Q y E y y x x y x βββββββ==='''-=+--=--∑∑∑， 当

2

i i x x ''=+ ，

0111

22i i i i y x y βββεβ''=+++=+ ，

011

()2i i E y x βββ''=++

222

01101101i 1

1

1

()=(())(22)()n

n

n

i i i i i i i i Q y E y y x y x ββββββββ===''''''-=+---=--∑∑∑，由

最小二乘法可知，离差平方和

010101()=()()Q Q Q ββββββ'''

=，，，时，其估计值应

当有 。

即回归参数的最小二乘估计0?β和1?β在自变量观测值变化时不会变。

如果回归方程相应的相关系数r 很大，则用它预测时，预测误

差一定较小。这一结论能成立吗对你的回答说明理由。

解：这一结论不成立。因为相关系数r 表示x 与线性关系的密切程度，而它接近1的程度与数据组数有关。n 越小，r 越接近1。n=2时，|r|=1。因此仅凭相关系数说明x 与?

y 有密切关系是不正确的。只有在样本量较大时，用相关系数r 判定两变量之间的相关程度才可以信服，这样预测的误差才会较小。

解：（1）散点图为：

（2）x 与y 大致在一条直线上，所以x 与y 大致呈线性关系。 （3）得到计算表：

X Y

2

)(X X i -

2

)(Y Y i - ))((Y Y X X i i -- i Y ?

2)?(Y Y i -

2)?(i i Y Y -

1 10 4 100 20 6 （-14）

2 （-4）2 2

10

1

100

10

13

（-7）2 （3）2

所以回归方程为： （4）2

2

n i=11()n-2i i y y σ

∧∧=-∑=31102

1=-SSE n 所以，

6.1σ∧

=

≈

（5）因为 22001()(,())xx x N n L ββσ-

∧

+:，∧

β0的置信区间为t 20αβ±∧∧+σ22

)1()(L x xx n ；

2

σ∧

∧

L

t xx

∧

∧

±σ

α

β

2

1

。

所以，∧β

的置信区间为（,），

∧

β

1

的置信区间为（,）。

（6

（7）计算得出，方差分析表如下：

X X Y 71???1

0+-=+=ββ

查表知，(1,3)=，F 值>(1,3)，故拒绝原假设，说明回归方程显著。 （8）做回归系数β1的显著性检验

计算t

统计量：

t σ

∧

=

=

7 3.66

1=

=≈

查表知， ，所以，t>2(3)，所以接受原假设，说明

x 和Y 有显著的线性关系。

（9）做相关系数r 的显著性检验：因为 所以，相关系数

951

.02

≈=

R

r

因为查表知，n-2等于3时，1=α%的值为，5=α%的值为 。 所以，5=

α%<|r|<1=α%，故x 与y 有显著的线性关系。 （10）残差表为：

182

.3)3()2(025.02/==-t n t α

（11）当X0=时, 其95%的置信区间近似为y 2σ∧

∧

±近似为，即为: （，）。

解：

（1）画散点图；

图形→旧对话框→散点图，得到散点图（表1）如下：

（2）x 与y 之间是否大致呈线性关系

由上面（1）散点图可以看出，x 与y 之间大致呈线性关系。

用最小二乘估计求出回归方程；

分析→回归→线性，得到“回归系数显著性检验表（表2）”如 下： Coefficientsa

由上表可知:

^0β= ^1β=

所以可得回归方程为：^

y =+ （4）求回归标准误差^

σ；

分析→回归→线性，得到“方析分析表（表3）”如下：

由上表可得， SSE= n=10

故回归标准误差为：

^

2

σ

=2

1-n ∑-=n

i y y i

i 1

2

)

(^

=2-n SSE =210843.1-=

^

σ=

^

2

σ

=

（5）给出

^

β

与

^

1

β

的置信度为95%的区间估计；

由表2可以看出，当置信度为95%时，

^

β的预测区间为：[，]

^

1

β

的预测区间为：[，]

（6）计算x 与y 的决定系数；

分析→回归→线性，得到“模型概要表（表4）”如下：

由上表可知，x 与y 的决定系数为，可以看到很接近于1，这就说明此模型的拟合度很好。

（7）对回归方程作方差分析；

由“方差分析表（表3）”可得，F-值=，

我们知道，当原假设H 0:β

1=0成立时，F 服从自由度为（1，n-2）的F 分布（见P 38），临界值F α（1，n-2）=F 05.0（1，8）=

因为F-值=>，

所以拒绝原假设，说明回归方程显著，即x与y有显著的线性关系。

（8）做回归系数β1

显著性的检验；

由“回归系数显著性检验表（表2）”可得，

^

1

β的t检验统计量为t=，对应p-值近似为0，p<α，

说明每周签发的新报单数目x对每周加班工作时间y有显著的影响。（9）做相关系数的显著性检验；

分析→相关→双变量，得到“相关分析表（表5）”如下：

由上表可知，相关系数为，说明x与y显著线性相关。

（10）对回归方程作残差图并作相应的分析；

从上图可以看出，残差是围绕e=0随即波动的，满足模型的基本假设。（11）该公司预计下一周签发新保单x0=1000张，需要的加班时间是多少

当x0=1000张时,y0

=+×1000=小时。

（12）给出y0

的置信水平为95%的精确预测区间和近似预测区间。

（13）给出E（y0

）置信水平为95%的区间估计。

最后两问一起解答：

在计算回归之前，把自变量新值x0输入样本数据中，因变量的相应值空

缺，然后在Save对话框中点选Individul和Mean计算因变量单个新值y0

和因

变量平均值E(y0

)的置信区间。结果显示在原始数据表中，如下图所示(由于排

版问题，中间部分图省略):

y0

的精确预测区间为：[，]

E（y0

）的区间估计为：[，]

而y0

的近似预测区间则根据

^

y

±2

^

σ手动计算，结果为：

[×，+2×]=[，]

解答：

（1）绘制y对x的散点图，可以用直线回归描述两者之间的关系吗

如图所示：

（2）由上图可以看出，y与x的散点分布大致呈直线趋势，所以可以用直线回

归描述两者之间的关系。

（3）建立y对x的线性回归。

利用SPSS建立y对x的线性回归，输出结果如下：

表1

表2 方差分析表

表3 系数表

1 (常量) .000 x

.312

.835

.000

a. 因变量: y （a ）由表1可知，x 与y 决定系数为697.02

=r ，说明模型的拟合效果一般。x

与y 线性相关系数R=，说明x 与y 有较显著的线性关系。

（b ）由表2（方差分析表中）看到，F=，显著性000.0≈,说明回归方程显著。 （c ）由表3 可见对1β的显著性t 检验P 值近似为零，故1β显著不为0，说明x 对y 有显著的线性影响。

（d ）综上，x 与y 的线性回归方程为：

x y *314.3629.12112?+=

用线性回归的Plots 功能绘制标准残差的直方图和正态概率图，检验误差项的正态性假设。 如图所示：

图1 标准残差的直方图

26、回归分析测试题及答案

中级经济师基础知识 第 1题：单选题(本题1分) 某公司产品当产量为1000单位时，其总成本为4000元；当产量为2000单位时，其总成本为5000，则设产量为x，总成本为y，正确的一元回归方程表达式应该是（ ）。 A、y = 3000 + x B、y = 4000 + 4x C、y = 4000 + x D、y = 3000 + 4x 【正确答案】：A 【答案解析】： 本题可列方程组：设该方程为y = a + bx，则由题意可得：4000 = a + 1000b5000 = a + 2000b 解该方程，得b=1，a=3000，所以方程为y = 3000 + x 第 2题：单选题(本题1分) 在回归分析中，估计回归系数的最小二乘法的原理是（ ）。 A、使得因变量观测值与均值之间的离差平方和最小 B、使得因变量估计值与均值之间的离差平方和最小 C、使得观测值与估计值之间的乘积和最小 D、使得因变量观测值与估计值之间的离差平方和最小 【正确答案】：D 【答案解析】： 较偏较难的一道题目。最小二乘法就是使得因变量的观测值与估计值之间的离差平方和最小来估计参数的一种方法 第 3题：多选题(本题2分) 关于相关分析和回归分析的说法，正确的的有（） A、相关分析可以从一个变量的变化来推测另一个变量的变化 B、相关分析研究变量间相关的方向和相关的程度 C、相关分析中需要明确自变量和因变量 D、回归分析研究变量间相互关系的具体形式 E、相关分析和回归分析在研究方法和研究目的有明显区别 【正确答案】：BDE 【答案解析】： 相关分析与回归分析在研究目的和方法上具有明显的区别。 （1）、相关分析研究变量之间相关的方向和相关的程度，无法从一个变量的变化来推测另一变量的变化情况。 （2）、回归分析是研究变量之间相关关系的具体形式

应用回归分析,第8章课后习题参考答案

第8章 非线性回归 思考与练习参考答案 8.1 在非线性回归线性化时，对因变量作变换应注意什么问题？ 答：在对非线性回归模型线性化时，对因变量作变换时不仅要注意回归函数的形式， 还要注意误差项的形式。如： (1) 乘性误差项，模型形式为 e y AK L αβε =， (2) 加性误差项，模型形式为y AK L αβ ε = + 对乘法误差项模型（1）可通过两边取对数转化成线性模型，（2）不能线性化。 一般总是假定非线性模型误差项的形式就是能够使回归模型线性化的形式，为了方便通常省去误差项，仅考虑回归函数的形式。 8.2为了研究生产率与废料率之间的关系，记录了如表8.15所示的数据，请画出散点图，根据散点图的趋势拟合适当的回归模型。 表8.15 生产率x （单位/周） 1000 2000 3000 3500 4000 4500 5000 废品率y （%） 5.2 6.5 6.8 8.1 10.2 10.3 13.0 解：先画出散点图如下图： 5000.00 4000.003000.002000.001000.00x 12.00 10.00 8.006.00 y

从散点图大致可以判断出x 和y 之间呈抛物线或指数曲线，由此采用二次方程式和指数函数进行曲线回归。 （1）二次曲线 SPSS 输出结果如下： Model Summ ary .981 .962 .942 .651 R R Square Adjusted R Square Std. E rror of the Estimate The independent variable is x. ANOVA 42.571221.28650.160.001 1.6974.424 44.269 6 Regression Residual Total Sum of Squares df Mean Square F Sig.The independent variable is x. Coe fficients -.001.001-.449-.891.4234.47E -007.000 1.417 2.812.0485.843 1.324 4.414.012 x x ** 2 (Constant) B Std. E rror Unstandardized Coefficients Beta Standardized Coefficients t Sig. 从上表可以得到回归方程为：72? 5.8430.087 4.4710y x x -=-+? 由x 的系数检验P 值大于0.05，得到x 的系数未通过显著性检验。 由x 2的系数检验P 值小于0.05，得到x 2的系数通过了显著性检验。 （2）指数曲线 Model Summ ary .970 .941 .929 .085 R R Square Adjusted R Square Std. E rror of the Estimate The independent variable is x.

应用回归分析第2章课后习题参考答案

2.1 一元线性回归模型有哪些基本假定？ 答：1. 解释变量 1x , ,2x ,p x 是非随机变量，观测值,1i x ,,2 i x ip x 是常数。 2. 等方差及不相关的假定条件为 ? ? ? ? ? ? ??????≠=====j i n j i j i n i E j i i ,0),,2,1,(,),cov(,,2,1, 0)(2 σεεε 这个条件称为高斯-马尔柯夫(Gauss-Markov)条件，简称G-M 条件。在此条件下，便可以得到关于回归系数的最小二乘估计及误差项方差2σ估计的一些重要性质，如回归系数的最小二乘估计是回归系数的最小方差线性无偏估计等。 3. 正态分布的假定条件为 ???=相互独立 n i n i N εεεσε,,,,,2,1),,0(~212 在此条件下便可得到关于回归系数的最小二乘估计及2σ估计的进一步结果，如它们分别是回归系数的最及2σ的最小方差无偏估计等，并且可以作回归的显著性检验及区间估计。 4. 通常为了便于数学上的处理，还要求,p n >及样本容量的个数要多于解释变量的个数。 在整个回归分析中，线性回归的统计模型最为重要。一方面是因为线性回归的应用最广泛；另一方面是只有在回归模型为线性的假设下，才能的到比较深入和一般的结果；再就是有许多非线性的回归模型可以通过适当的转化变为线性回归问题进行处理。因此，线性回归模型的理论和应用是本书研究的重点。 1. 如何根据样本),,2,1)(;,,,(21n i y x x x i ip i i =求出p ββββ,,,,210 及方差2σ的估计; 2. 对回归方程及回归系数的种种假设进行检验； 3. 如何根据回归方程进行预测和控制，以及如何进行实际问题的结构分析。 2.2 考虑过原点的线性回归模型 n i x y i i i ,,2,1,1 =+=εβ误差n εεε,,,21 仍满足基本假定。求1β的最小二 乘估计。 答：∑∑==-=-=n i n i i i i x y y E y Q 1 1 2112 1)())(()(ββ

回归分析练习试题和参考答案解析

1 下面是7个地区2000年的人均国内生产总值（GDP）和人均消费水平的统计数据： 求：(1)人均GDP作自变量，人均消费水平作因变量，绘制散点图，并说明二者之间的关系形态。 (2)计算两个变量之间的线性相关系数，说明两个变量之间的关系强度。 (3)求出估计的回归方程，并解释回归系数的实际意义。 (4)计算判定系数，并解释其意义。 α=)。 (5)检验回归方程线性关系的显著性(0.05 (6)如果某地区的人均GDP为5000元，预测其人均消费水平。 (7)求人均GDP为5000元时，人均消费水平95％的置信区间和预测区间。 解：（1）

可能存在线性关系。 （2）相关系数： 系数a 模型非标准化系数标准系数 t Sig. 相关性 B标准误差试用版零阶偏部分 1(常量).003 人均GDP.309.008.998.000.998.998.998 a. 因变量: 人均消费水平 有很强的线性关系。 （3）回归方程：734.6930.309 y x =+ 系数a 模型非标准化系数标准系数t Sig.相关性

回归系数的含义：人均GDP没增加1元，人均消费增加元。%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规范排版。 系数(a) 模型非标准化系数标准化系数 t显著性B标准误Beta 1（常量） 人均GDP（元） %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%（4） 模型汇总 模型R R 方调整 R 方标准估计的误 差 1.998a.996.996 a. 预测变量: (常量), 人均GDP。 人均GDP对人均消费的影响达到%。%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规范排版。 模型摘要 模型R R 方调整的 R 方估计的标准差

回归分析方法及其应用中的例子

3.1.2 虚拟变量的应用 例3.1.2.1：为研究美国住房面积的需求，选用3120户家庭为建模样本，回归模型为： 123log log P Y βββ++logQ= 其中：Q ——3120个样本家庭的年住房面积（平方英尺） 横截面数据 P ——家庭所在地的住房单位价格 Y ——家庭收入 经计算：0.247log 0.96log P Y -+logy=4.17 2 0.371R = （）（） （） 上式中2β=0.247-的价格弹性系数，3β=0.96的收入弹性系数，均符合经济学的常识，即价格上升，住房需求下降，收入上升，住房需求也上升。 但白人家庭与黑人家庭对住房的需求量是不一样的，引进虚拟变量D ： 01i D ?=?? 黑人家庭 白人家庭或其他家庭 模型为：112233log log log log D P D P Y D Y βαβαβα+++++logQ= 例3.1.2.2：某省农业生产资料购买力和农民货币收入数据如下：（单位：十亿元） ①根据上述数据建立一元线性回归方程：

? 1.01610.09357y x =+ 20.8821R = 0.2531y S = 67.3266F = ②带虚拟变量的回归模型，因1979年中国农村政策发生重大变化，引入虚拟变量来反映农村政策的变化。 01i D ?=?? 19791979i i <≥年 年 建立回归方程为： ?0.98550.06920.4945y x D =++ （）（） （） 20.9498R = 0.1751y S = 75.6895F = 虽然上述两个模型都可通过显着性水平检验，但可明显看出带虚拟变量的回归模型其方差解释系数更高，回归的估计误差（y S ）更小，说明模型的拟合程度更高，代表性更好。 3.5.4 岭回归的举例说明 企业为用户提供的服务多种多样，那么在这些服务中哪些因素更为重要，各因素之间的重要性差异到底有多大，这些都是满意度研究需要首先解决的问题。国际上比较流行并被实践所验证，比较科学的方法就是利用回归分析确定客户对不同服务因素的需求程度，具体方法如下： 假设某电信运营商的服务界面包括了A1……Am 共M 个界面，那么各界面对总体服务满意度A 的影响可以通过以A 为因变量，以A1……Am 为自变量的回归分析，得出不同界面服务对总体A 的影响系数，从而确定各服务界面对A 的影响大小。 同样，A1服务界面可能会有A11……A1n 共N 个因素的影响，那么利用上述方法也可以计算出A11……A1n 对A1的不同影响系数，由此确定A1界面中的重要因素。 通过两个层次的分析，我们不仅得出各大服务界面对客户总体满意度影响的大小以及不同服务界面上各因素的影响程度，同时也可综合得出某一界面某一因素对总体满意度的影响大小，由此再结合用户满意度评价、与竞争对手的比较等因素来确定每个界面细分因素在以后工作改进中的轻重缓急、重要性差异等，从而起到事半功倍的作用。 例 3.5.4：对某地移动通信公司的服务满意度研究中，利用回归方法分析各服务界面对总体满意度的影响。 a. 直接进入法 显然，这种方法计算的结果中，C 界面不能通过显着性检验，直接利用分析结果是错误

多元线性回归模型习题及答案

多元线性回归模型 一、单项选择题 1.在由30n =的一组样本估计的、包含3个解释变量的线性回归模型中，计算得多重决定 系数为，则调整后的多重决定系数为（ D ） A. B. C. 下列样本模型中，哪一个模型通常是无效 的（B ） A. i C （消费）=500+i I （收入） B. d i Q （商品需求）=10+i I （收入）+i P （价格） C. s i Q （商品供给）=20+i P （价格） D. i Y （产出量）=0.6i L （劳动）0.4i K （资本） 3.用一组有30个观测值的样本估计模型01122t t t t y b b x b x u =+++后，在的显著性水平上对 1b 的显著性作t 检验，则1b 显著地不等于零的条件是其统计量t 大于等于（ C ） A. )30(05.0t B. )28(025.0t C. )27(025.0t D. )28,1(025.0F 4.模型 t t t u x b b y ++=ln ln ln 10中，1b 的实际含义是（ B ） A.x 关于y 的弹性 B. y 关于x 的弹性 C. x 关于y 的边际倾向 D. y 关于x 的边际倾向 5、在多元线性回归模型中，若某个解释变量对其余解释变量的判定系数接近于１，则表明 模型中存在（ C ） A.异方差性 B.序列相关 C.多重共线性 D.高拟合优度 6.线性回归模型01122......t t t k kt t y b b x b x b x u =+++++ 中，检验0:0(0,1,2,...) t H b i k ==时，所用的统计量 服从( C ) (n-k+1) (n-k-2) (n-k-1) (n-k+2) 7. 调整的判定系数 与多重判定系数 之间有如下关系( D ) A.2 211n R R n k -=-- B. 22111 n R R n k -=--- C. 2211(1)1n R R n k -=-+-- D. 2211(1)1n R R n k -=---- 8．关于经济计量模型进行预测出现误差的原因，正确的说法是（ C ）。 A.只有随机因素 B.只有系统因素 C.既有随机因素，又有系统因素 、B 、C 都不对 9．在多元线性回归模型中对样本容量的基本要求是(k 为解释变量个数)：（ C ） A n ≥k+1 B n

应用回归分析课后答案

应用回归分析课后答案 第二章一元线性回归 解答：EXCEL结果: SUMMARY OUTPUT 回归统计 Multiple R R Square Adjusted R Square 标准误差 观测值5 方差分析 df SS MS F Significance F 回归分析125 残差3 总计410 Coefficients标准误差t Stat P-value Lower 95%Upper 95%下限%上限% Intercept X Variable 15 RESIDUAL OUTPUT 观测值预测Y残差 1 2 3 4 5 SPSS结果：（1）散点图为：

（2）x 与y 之间大致呈线性关系。 （3）设回归方程为01y x ββ∧ ∧ ∧ =+ 1β∧ = 12 2 1 7()n i i i n i i x y n x y x n x -- =- =-=-∑∑ 0120731y x ββ-∧- =-=-?=- 17y x ∧ ∴=-+可得回归方程为 （4）22 n i=1 1()n-2i i y y σ∧∧=-∑ 2 n 01i=1 1(())n-2i y x ββ∧∧=-+∑ =222 22 13???+?+???+?+??? （10-（-1+71））（10-（-1+72））（20-（-1+73））（20-（-1+74））（40-（-1+75）） []1 169049363 110/3= ++++= 1 330 6.13 σ∧=≈ （5）由于2 11(, )xx N L σββ∧ :

t σ ∧ == 服从自由度为n-2的t分布。因而 /2 |(2)1 P t n α α σ ?? ?? <-=- ?? ?? 也即： 1/211/2 (p t t αα βββ ∧∧ ∧∧ -<<+=1α - 可得 1 95% β∧的置信度为的置信区间为（7-2.3537+2.353即为：（，） 2 2 00 1() (,()) xx x N n L ββσ - ∧ + : t ∧∧ == 服从自由度为n-2的t分布。因而 /2 (2)1 P t n α α ∧ ?? ?? ?? <-=- ?? ?? ?? ?? ?? 即 0/200/2 ()1 pβσββσα ∧∧∧∧ -<<+=- 可得 1 95%7.77,5.77 β∧- 的置信度为的置信区间为（） （6）x与y的决定系数 2 21 2 1 () 490/6000.817 () n i i n i i y y r y y ∧- = - = - ==≈ - ∑ ∑ （7）

回归分析练习题(有答案)

1.1回归分析的基本思想及其初步应用 一、选择题 1. 某同学由x 与y 之间的一组数据求得两个变量间的线性回归方程为y bx a =+，已知：数据x 的平 均值为2，数据 y 的平均值为3，则 ( ) A ．回归直线必过点（2，3） B ．回归直线一定不过点（2，3） C ．点（2，3）在回归直线上方 D ．点（2，3）在回归直线下方 2. 在一次试验中，测得(x,y)的四组值分别是A(1,2),B(2,3),C(3,4),D(4,5)，则Y 与X 之间的回归直线方程为（ ）A ． y x 1=+ B ． y x 2=+ C ． y 2x 1=+ Ｄ． y x 1=-3. 在对两个变量x ，y 进行线性回归分析时，有下列步骤： ①对所求出的回归直线方程作出解释； ②收集数据(i x 、i y ） ，1,2i =，…，n ； ③求线性回归方程； ④求未知参数； ⑤根据所搜集的数据绘制散点图 如果根据可行性要求能够作出变量,x y 具有线性相关结论，则在下列操作中正确的是（ ） A ．①②⑤③④ B ．③②④⑤① C ．②④③①⑤ D ．②⑤④③① 4. 下列说法中正确的是（ ） A ．任何两个变量都具有相关关系 B ．人的知识与其年龄具有相关关系 C ．散点图中的各点是分散的没有规律 D ．根据散点图求得的回归直线方程都是有意义的 5. 给出下列结论： （1）在回归分析中，可用指数系数2 R 的值判断模型的拟合效果，2 R 越大，模型的拟合效果越好； （2）在回归分析中，可用残差平方和判断模型的拟合效果，残差平方和越大，模型的拟合效果越好； （3）在回归分析中，可用相关系数r 的值判断模型的拟合效果，r 越小，模型的拟合效果越好； （4）在回归分析中，可用残差图判断模型的拟合效果，残差点比较均匀地落在水平的带状区域中，说明这样的模型比较合适．带状区域的宽度越窄，说明模型的拟合精度越高． 以上结论中，正确的有（ ）个． A ．1 B ．2 C ．3 D ．4 6. 已知直线回归方程为2 1.5y x =-，则变量x 增加一个单位时（ ） A.y 平均增加1.5个单位 B.y 平均增加2个单位 C.y 平均减少1.5个单位 D. y 平均减少2个单位 7. 下面的各图中，散点图与相关系数r 不符合的是（ ）

应用回归分析,第7章课后习题参考答案

第7章岭回归 思考与练习参考答案 7.1 岭回归估计是在什么情况下提出的？ 答：当自变量间存在复共线性时，｜X’X｜≈0，回归系数估计的方差就很大，估计值就很不稳定，为解决多重共线性，并使回归得到合理的结果，70年代提出了岭回归(Ridge Regression,简记为RR)。 7.2岭回归的定义及统计思想是什么？ 答：岭回归法就是以引入偏误为代价减小参数估计量的方差的一种回归方法，其统计思想是对于（X’X）-1为奇异时，给X’X加上一个正常数矩阵 D, 那么X’X+D接近奇异的程度就会比X′X接近奇异的程度小得多，从而完成回归。但是这样的回归必定丢失了信息，不满足blue。但这样的代价有时是值得的，因为这样可以获得与专业知识相一致的结果。 7.3 选择岭参数k有哪几种方法？ 答：最优 是依赖于未知参数 和 的，几种常见的选择方法是： 岭迹法：选择 的点能使各岭估计基本稳定，岭估计符号合理，回归系数没有不合乎经济意义的绝对值，且残差平方和增大不太多；

方差扩大因子法： ，其对角线元 是岭估计的方差扩大因子。要让 ； 残差平方和：满足 成立的最大的 值。 7.4 用岭回归方法选择自变量应遵循哪些基本原则？ 答：岭回归选择变量通常的原则是： 1. 在岭回归的计算中，我们通常假定涉及矩阵已经中心化和标准化了，这样可以直接比较标准化岭回归系数的大小。我们可以剔除掉标准化岭回归系数比较稳定且绝对值很小的自变量； 2. 当k值较小时，标准化岭回归系数的绝对值并不很小，但是不稳定，随着k的增加迅速趋近于零。像这样岭回归系数不稳定、震动趋于零的自变量，我们也可以予以剔除； 3. 去掉标准化岭回归系数很不稳定的自变量。如果有若干个岭回归系数不稳定，究竟去掉几个，去掉那几个，要根据去掉某个变量后重新进行岭回归分析的效果来确定。

回归分析方法应用实例

4、回归分析方法应用实例 在制定运动员选材标准时，理论上要求先对不同年龄的运动员，各测试一个较大的样本，然后，计算出各年龄的平均数、标准差，再来制定标准。 但是，在实际工作中，有时某些年龄组不能测到较大的样本。这时能不能使用统计的方法，进行处理呢？ 我们遇到一个实例。测得45名11至18岁男田径运动员的立定三级跳远数据。其各年龄组人数分布如表一。由于受到许多客观因素的限制，一时无法再扩大样本，因此决定使用统计方法进行处理。 第一步，首先用原始数据做散点图，并通过添加趋势线，看数据的变化趋势是否符合随年龄增长而变化的趋势，决定能否使用回归方程制定标准。如果趋势线不符合随年龄增长而变化的趋势，或者相关程度很差就不能用了。 本例作出的散点图如图1，图上用一元回归方法添加趋势线，并计算出年龄和立定三级跳远的： 一元回归方程：Y＝2.5836＋0.3392 X 相关系数 r＝0.7945（P<0.01） 由于从趋势线可以看出，立定三级跳远的成绩是随年龄增加而逐渐增加，符合青少年的发育特点。而且, 相关系数r＝0.7945，呈高度相关。因此，可以认为计算出的一元回归方程，反映了11至18岁男运动员年龄和立定三级跳远成绩的线性关系。决定用一元回归方程来制定各年龄组的标准。 第二步，用一元回归方程：Y＝2.5836＋0.3392 X 推算出各年龄的立定三级跳远回归值，作为各年龄组的第2等标准。 第三步，用45人的立定三级跳远数据计算出标准差为：0.8271。由于在正态分布下，如把平均数作为标准约有50%的人可达到标准，用平均数-0.25标准差制定标准则约有60%的人可达到，用平均数+0.25、+0.52、+0.84标准差制定标准约有40%、30%、20%的人可达到标准。本例用各年龄组回归值-0.25标准差、+0.25标准差、+0.52标准差、+0.84标准差计算出1至5等标准如表2、图2。

应用回归分析第三章课后习题整理

y1 1 x11 x12 x1p 0 1 3.1 y2 1 x21 x22 x2p 1 + 2 即y=x + yn 1 xn1 xn2 xnp p n 基本假定 (1) 解释变量x1,x2…,xp 是确定性变量，不是随机变量，且要求 rank(X)=p+1

n 注 tr(H) h 1 3.4不能断定这个方程一定很理想，因为样本决定系数与回归方程中 自变量的数目以及样本量n 有关，当样本量个数n 太小，而自变量又较 多，使样本量与自变量的个数接近时， R 2易接近1,其中隐藏一些虚 假成分。 3.5当接受H o 时，认定在给定的显著性水平 下，自变量x1,x2, xp 对因变量y 无显著影响，于是通过x1,x2, xp 去推断y 也就无多大意 义，在这种情况下，一方面可能这个问题本来应该用非线性模型去描 述，而误用了线性模型，使得自变量对因变量无显著影响；另一方面 可能是在考虑自变量时，把影响因变量y 的自变量漏掉了，可以重新 考虑建模问题。 当拒绝H o 时，我们也不能过于相信这个检验，认为这个回归模型 已经完美了，当拒绝H o 时，我们只能认为这个模型在一定程度上说明 了自变量x1,x2, xp 与自变量y 的线性关系，这时仍不能排除排除我 们漏掉了一些重要的自变量。 3.6中心化经验回归方程的常数项为0,回归方程只包含p 个参数估计 值1, 2, p 比一般的经验回归方程减少了一个未知参数，在变量较 SSE (y y)2 e12 e22 1 2 1 E( ) E( - SSE* - n p 1 n p n 2 [D(e) (E(e ))2 ] 1 n (1 1 n 2 en n E( e 1 1 n p 1 1 n p 1 1 "1 1 n p 1 J (n D(e) 1 (p 1)) 1_ p 1 1 1 n p 1 2 2 n E(e 2 ) (1 h ) 2 1

回归分析练习题及参考答案

1 下面是7个地区2000年的人均国生产总值（GDP）和人均消费水平的统计数据：地区人均GDP/元人均消费水平/元 北京上海 22460 11226 34547 4851 5444 2662 4549 7326 4490 11546 2396 2208 1608 2035 求：(1)人均GDP作自变量，人均消费水平作因变量，绘制散点图，并说明二者之间的关系形态。 (2)计算两个变量之间的线性相关系数，说明两个变量之间的关系强度。 (3)求出估计的回归方程，并解释回归系数的实际意义。 (4)计算判定系数，并解释其意义。 (5)检验回归方程线性关系的显著性(0.05 α=)。 (6)如果某地区的人均GDP为5000元，预测其人均消费水平。 (7)求人均GDP为5000元时，人均消费水平95％的置信区间和预测区间。 解：（1） 可能存在线性关系。 （2）相关系数：

（3）回归方程：734.6930.309 y x =+ 回归系数的含义：人均GDP没增加1元，人均消费增加0.309元。%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规排版。 系数(a) 模型非标准化系数标准化系数 t 显著性B 标准误Beta 1 （常量）734.693 .540 5.265 0.003 人均GDP（元）0.309 0.008 0.998 36.492 0.000 a. 因变量: 人均消费水平（元）%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% （4） 模型汇总 模型R R 方调整 R 方标准估计的误 差 1 .998a.996 .996 247.303 a. 预测变量: (常量), 人均GDP。 人均GDP对人均消费的影响达到99.6%。%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规排版。 模型摘要 模型R R 方调整的 R 方估计的标准差 1 .998(a) 0.996 0.996 247.303 a. 预测变量:(常量), 人均GDP（元）。%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%

应用回归分析课后习题参考答案

应用回归分析课后习题 参考答案 Document number【SA80SAB-SAA9SYT-SAATC-SA6UT-SA18】

第二章一元线性回归分析 思考与练习参考答案 一元线性回归有哪些基本假定 答：假设1、解释变量X是确定性变量，Y是随机变量； 假设2、随机误差项ε具有零均值、同方差和不序列相关性：E(ε i )=0 i=1,2, …,n Var (ε i )=2i=1,2, …,n Cov(ε i, ε j )=0 i≠j i,j= 1,2, …,n 假设3、随机误差项ε与解释变量X之间不相关： Cov(X i , ε i )=0 i=1,2, …,n 假设4、ε服从零均值、同方差、零协方差的正态分布 ε i ~N(0, 2) i=1,2, …,n 考虑过原点的线性回归模型 Y i =β 1 X i +ε i i=1,2, …,n 误差εi（i=1,2, …,n）仍满足基本假定。求β1的最小二乘估计解： 得： 证明（式），e i =0 ，e i X i=0 。 证明： ∑ ∑+ - = - = n i i i n i X Y Y Y Q 1 2 1 2 1 )) ? ?( ( )? (β β 其中： 即：e i =0 ，e i X i=0 2 1 1 1 2) ? ( )? ( i n i i n i i i e X Y Y Y Qβ ∑ ∑ = = - = - = ) ? ( 2 ?1 1 1 = - - = ? ?∑ = i i n i i e X X Y Q β β ) ( ) ( ? 1 2 1 1 ∑ ∑ = = = n i i n i i i X Y X β 01 ?? ?? i i i i i Y X e Y Y ββ =+=- 01 00 ?? Q Q ββ ?? == ??

回归分析练习题与参考答案

求：(1)人均GDP 乍自变量，人均消费水平作因变量，绘制散点图，并说明二者之间的关系 形态。 (2) 计算两个变量之间的线性相关系数，说明两个变量之间的关系强度。 (3) 求出估计的回归方程，并解释回归系数的实际意义。 (4) 计算判定系数，并解释其意义。 (5) 检验回归方程线性关系的显著性 ( 0.05)。 (6) 如果某地区的人均 GDP 为5000元，预测其人均消费水平。 (7) 求人均GDP 为5000元时，人均消费水平 95%的置信区间与预测区间。 解: (1) 可能存在线性关系。 12000- 1DOOQ - 6000- 6000- 4QD0- 2000- 0- D 10000 20000 人均GDP 30000 4MOO

(2) 相关系数：

a.因变量人均消费水平 有很强的线性关系。 （3）回归方程： y 734.693 0.309x a.因变量人均消费水平 回归系数的含义：人均 GDP 没增加1元，人均消费增加 0.309元。 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规排版。 系数（a ） a.因变量人均消费水平（元） %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% （4） 模型汇总 a.预测变量常量）,人均GDP 人均GDP 寸人均消费的影响达到 99.6%。 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% 注意：图标不要原封不动的完全复制软件中的图标，要按规排版。 a.预测变量:（常量人均GDP （元）。 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%

第一章课后习题解答(应用回归分析)

1、 变量间统计关系和函数关系的区别是什么 答：函数关系是一种确定性的关系，一个变量的变化能完全决定另一个变量的变化；统计关系是非确定的，尽管变量间的关系密切，但是变量不能由另一个或另一些变量唯一确定。 2、 回归分析与相关分析的区别和联系是什么 答：联系：刻画变量间的密切联系； 区别：一、回归分析中，变量y 称为因变量，处在被解释的地位，而在相关分析中，变量y 与x 处于平等地位；二、相关分析中y 与x 都是随机变量，而回归分析中y 是随机的，x 是非随机变量。三、回归分析不仅可以刻画线性关系的密切程度，还可以由回归方程进行预测和控制。 3、 回归模型中随机误差项ε的意义是什么主要包括哪些因素 答：随机误差项ε的引入，才能将变量间的关系描述为一个随机方程。主要包括：时间、费用、数据质量等的制约；数据采集过程中变量观测值的观测误差；理论模型设定的误差；其他随机误差。 4、 线性回归模型的基本假设是什么 答：1、解释变量非随机；2、样本量个数要多于解释变量(自变量)个数；3、高斯-马尔科夫条件；4、随机误差项相互独立，同分布于2(0,)N σ。 5、 回归变量设置的理论根据在设置回归变量时应注意哪些问题 答：因变量与自变量之间的因果关系。需注意问题：一、对所研究的问题背景要有足够了解；二、解释变量之间要求不相关；三、若某个重要的变量在实际中没有相应的统计数据，应考虑用相近的变量代替，或者由其他几个指标复合成一个新的指标；四、解释变量并非越多越好。 6、 收集、整理数据包括哪些内容 答：一、收集数据的类型（时间序列、截面数据）；二、数据应注意可比性和数据统计口径问题（统计范围）；三、整理数据时要注意出现“序列相关”和“异

应用回归分析,第4章课后习题参考答案.

第4章违背基本假设的情况 思考与练习参考答案 4.1 试举例说明产生异方差的原因。 答：例4.1：截面资料下研究居民家庭的储蓄行为 Y i=β0+β1X i+εi 其中：Y i表示第i个家庭的储蓄额，X i表示第i个家庭的可支配收入。 由于高收入家庭储蓄额的差异较大，低收入家庭的储蓄额则更有规律性，差异较小，所以εi的方差呈现单调递增型变化。 例4.2：以某一行业的企业为样本建立企业生产函数模型 Y i=A iβ1K iβ2L iβ3eεi 被解释变量：产出量Y，解释变量：资本K、劳动L、技术A，那么每个企业所处的外部环境对产出量的影响被包含在随机误差项中。由于每个企业所处的外部环境对产出量的影响程度不同，造成了随机误差项的异方差性。这时，随机误差项ε的方差并不随某一个解释变量观测值的变化而呈规律性变化，呈现复杂型。 4.2 异方差带来的后果有哪些？ 答：回归模型一旦出现异方差性，如果仍采用OLS估计模型参数，会产生下列不良后果： 1、参数估计量非有效 2、变量的显著性检验失去意义 3、回归方程的应用效果极不理想 总的来说，当模型出现异方差性时，参数OLS估计值的变异程度增大，从而造成对Y的预测误差变大，降低预测精度，预测功能失效。 4.3 简述用加权最小二乘法消除一元线性回归中异方差性的思想与方法。 答：普通最小二乘估计就是寻找参数的估计值使离差平方和达极小。其中每个平方项的权数相同，是普通最小二乘回归参数估计方法。在误差项等方差不相关的条件下，普通最小二乘估计是回归参数的最小方差线性无偏估计。然而在异方差

的条件下，平方和中的每一项的地位是不相同的，误差项的方差大的项，在残差平方和中的取值就偏大，作用就大，因而普通最小二乘估计的回归线就被拉向方差大的项，方差大的项的拟合程度就好，而方差小的项的拟合程度就差。由OLS 求出的仍然是的无偏估计，但不再是最小方差线性无偏估计。所以就是：对较大的残差平方赋予较小的权数，对较小的残差平方赋予较大的权数。这样对残差所提供信息的重要程度作一番校正，以提高参数估计的精度。 加权最小二乘法的方法： 4.4简述用加权最小二乘法消除多元线性回归中异方差性的思想与方法。 答：运用加权最小二乘法消除多元线性回归中异方差性的思想与一元线性回归的类似。多元线性回归加权最小二乘法是在平方和中加入一个适当的权数i w ，以调整各项在平方和中的作用，加权最小二乘的离差平方和为： ∑=----=n i ip p i i i p w x x y w Q 1211010)( ),,,(ββββββ （2） 加权最小二乘估计就是寻找参数p βββ,,,10 的估计值pw w w βββ?,,?,?10 使式（2）的离差平方和w Q 达极小。所得加权最小二乘经验回归方程记做 22011 1 ???()()N N w i i i i i i i i Q w y y w y x ββ===-=--∑∑22 __ 1 _ 2 _ _ 02 222 ()() ?()?1 11 1 ,i i N w i i i w i w i w w w w w kx i i i i m i i i m i w x x y y x x y x w kx x kx w x σβββσσ==---=-= = ===∑∑1N i =1 1表示=或

应用回归分析-第9章课后习题答案

第9章 含定性变量的回归模型 思考与练习参考答案 9.1 一个学生使用含有季节定性自变量的回归模型，对春夏秋冬四个季节引入4个0-1型自变量，用SPSS 软件计算的结果中总是自动删除了其中的一个自变量，他为此感到困惑不解。出现这种情况的原因是什么？ 答：假如这个含有季节定性自变量的回归模型为： t t t t kt k t t D D D X X Y μαααβββ++++++=332211110 其中含有k 个定量变量，记为x i 。对春夏秋冬四个季节引入4个0-1型自变量，记为D i ，只取了6个观测值，其中春季与夏季取了两次，秋、冬各取到一次观测值，则样本设计矩阵为： ????? ? ?? ?? ? ?=00011001011000101001 0010100011 )(6 165154143 132121 11k k k k k k X X X X X X X X X X X X D X, 显然，(X,D)中的第1列可表示成后4列的线性组合，从而(X,D)不满秩，参数无法唯一求出。这就是所谓的“虚拟变量陷井”，应避免。 当某自变量x j 对其余p-1个自变量的复判定系数2j R 超过一定界限时，SPSS 软件将拒绝这个自变量x j 进入回归模型。称Tol j =1-2 j R 为自变量x j 的容忍度（Tolerance ），SPSS 软件的默认容忍度为0.0001。也就是说，当2j R ＞0.9999时，自变量x j 将被自动拒绝在回归方程之外，除非我们修改容忍度的默认值。 ??? ??? ? ??=k βββ 10β??? ??? ? ??=4321ααααα

应用回归分析简答题及答案解析

应用回归分析简答题及答案 4.为什么要对回归模型进行检验？ 答：当模型的未知参数估计出来后，就初步建立了一个回归模型。建立回归模型的目的是应用他来研究经济问题，但如果马上就用这个模型去做预测、控制和分析，显然是不够慎重的。因为这个模型是否真正揭示了被解释变量与解释变量之间的关系，必须通过对模型的检验才能决定。 5.讨论样本容量n与自变量个数p的关系,他们对模型的参数估计有何影响? 答：在多元线性回归模型中，样本容量n与自变量个数p的关系是：n>p。如果n<=p对模型的参数估计会带来严重的影响。 因为：（1）在多元线性回归模型中，有p+1个待估参数B，所以样本容量的个数应该大于解释变量的个数，否则参数无法估计。 （2）解释变量X是确定性变量，要求rank(X)=p+1

X是一个满秩矩阵。 7.如何正确理解回归方程显著性检验拒绝Ho,接受Ho？ 答：（1）一般情况下，当Ho：B1=0被接受时，表明y的取值倾向不随x的值按线性关系变化，这种状况的原因可能是变量y与x之间的相关关系不显著，也可能虽然变量y与x之间的相关关系显著，但这种相关关系不是线性的而是非线性的。 （2）当Ho：B1=0被拒绝时，没有其他信息，只能认为因变量y对自变量x是有效的，但并没有说明回归的有效程度，不能断言y与x之间就一定是线性相关关系，而不是曲线关系或其他的关系。 8.一个回归方程的复相关系数R=0.99，样本决定系数R^2=0.9801,我们能断定这个回归方程就很理想吗？ 答：1.在样本容量较少，变两个数较大时，决定系数的值容易接近1，而此时可能F检验或者关于回归系数的t检验，所建立的回归方程都没能通过。 2.样本决定系数和复相关系数接近1只能说明Y 与自变量X1，X2，…，Xp整体上的线性关系成立，

一元线性回归模型习题及答案.doc

一元线性回归模型 一、单项选择题 1、变量之间的关系可以分为两大类__________。A A 函数关系与相关关系 B 线性相关关系和非线性相关关系 C 正相关关系和负相关关系 D 简单相关关系和复杂相关关系 2、相关关系是指__________。D A 变量间的非独立关系 B 变量间的因果关系 C 变量间的函数关系 D 变量间不确定性的依存关系 3、进行相关分析时的两个变量__________。A A 都是随机变量 B 都不是随机变量 C 一个是随机变量，一个不是随机变量 D 随机的或非随机都可以 4、表示x 和y 之间真实线性关系的是__________。C A 01???t t Y X ββ=+ B 01()t t E Y X ββ=+ C 01t t t Y X u ββ=++ D 01t t Y X ββ=+ 5、参数β的估计量?β 具备有效性是指__________。B A ?var ()=0β B ?var ()β为最小 C ?()0β β－＝ D ?()ββ－为最小 6、对于01??i i i Y X e ββ=++，以σ?表示估计标准误差，Y ?表示回归值，则__________。B A i i ??0Y Y 0σ∑ ＝时，（－）＝ B 2 i i ??0Y Y σ∑＝时，（－）＝0 C i i ??0Y Y σ∑＝时，（－）为最小 D 2 i i ??0Y Y σ∑＝时，（－）为最小 7、设样本回归模型为i 01i i ??Y =X +e ββ+，则普通最小二乘法确定的i ?β的公式中，错误的是__________。D A ()()()i i 1 2 i X X Y -Y ?X X β--∑∑＝ B ()i i i i 1 2 2 i i n X Y -X Y ?n X -X β∑∑∑∑∑＝ C i i 1 2 2 i X Y -nXY ?X -nX β∑∑ ＝ D i i i i 1 2 x n X Y -X Y ?βσ ∑∑∑＝ 8、对于i 01i i ??Y =X +e ββ+，以 ?σ表示估计标准误差，r 表示相关系数，则有__________。D A ?0r=1σ ＝时， B ?0r=-1σ ＝时， C ?0r=0σ ＝时， D ?0r=1r=-1σ ＝时，或 9、产量（X ，台）与单位产品成本（Y ，元/台）之间的回归方程为?Y 356 1.5X -＝，这说明__________。D