发布时间 : 星期五 文章计量经济学(伍德里奇第五版中文版)答案更新完毕开始阅读687a1c3af68a6529647d27284b73f242336c31e3
有.067个百分点，在1990年。或者，在1988年的10个百分点意味着0.67点，或小于一个点上，在1990年。 t统计量仅约1.26，所以变量是微不足道的反对片面的积极替代10％的水平。虽然这影响较小（临界值是1.282）。最初似乎令人惊讶，它是少得多，所以，当我们记得候选人A在1990年一直是现任。因此，我们的发现是，有条件的现任，在1988年收到的选票％不％的选票上有很强的影响在1990年。
（2）当然，系数的变化，但没有以重要的方式，特别是一旦统计学意义考虑。例如，当日志系数（expendA）从.929??.839，系数是没有统计学或实际意义反正（其标志是不是我们所期望的）。在两个方程中的系数的大小是非常相似的，当然，也有没有符号变化。这并不奇怪，给予的渺小voteA88。
9.3（I）为联邦资助的学校午餐计划的资格是非常紧密相连的是经济上处于不利地位。因此，获午餐计划的学生比例非常相似，生活在贫困中的学生的百分比。
（二）省略重要的变量从回归方程，我们可以用我们平常的推理。负相关的变量日志（消费）和lnchprg：贫困儿童的学区的平均花费，对学校少。另外，<0。从表3.2，：省略lnchprg（贫困的代理）从回归产生的向上偏估计[忽略型号]日志（登记）的存在。所以，当我们控制的贫困率，支出的效果下降。
（三）一旦我们控制lnchprg的，日志（登记）的系数变为负数，并具有约-2.17，这是对一个双面的替代在5％的水平显着。该系数意味着?（1.26/100）（％?报名）=?0.0126（％?报名）。因此，10％的入学人数增加导致math10以0.126个百分点的下降。
（四）math10与lnchprg都百分比。因此，增加10个百分点，在lnchprg导致约3.23个百分点下降math10以一个相当大的影响。
（五）在列（1）我们在解释很少的的MEAP数学测试：小于3％的合格率的变化。在列（2）中，我们解释了近19％（仍有很大的变化原因不明）。显然，大多数math10的变化进行说明通过改变lnchprg。这是一种常见的在学校表现的研究发现：家庭收入（或相关的因素，如生活在贫困中），更重要的是在解释学生的表现比花费每名学生或其他学校的特点。
9.4（i）就持有CEV的假设，我们必须能够写tvhours的tvhours * + E0，测量误差E0零均值不相关，与tvhours和各解释变量的方程。 （请注意，为OLS一贯估计的参数我们不需要E0到不相关的tvhours *）。
（ii）本CEV假设在这个例子中是不可能举行。对于孩子谁不看电视，tvhours * = 0，这是极有可能报道的电视小时零。所以，如果tvhours的* = 0，那么E0 = 0的概率很高。如果tvhours *> 0时，其测量误差可以是正或负，但是，因为tvhours?0的e0必须满足的e0??tvhours *。因此，的e0 tvhours的可能相关。 （i）部分中提到的，因为它是因变量是测量错误，最重要的是，的e0与解释变量不相关。但是，这是不太可能的情况下，直接依赖于解释变量因为tvhours *。或者，我们可能会直接争论，更多受过良好教育的父母往往会少报多少电视，他们的孩子看，这意味着E0和教育变量是负相关的。
9.5样本选择在这种情况下，可以说是内源性的。因为未来的学生可能看作为一个因素在决
定到哪里读大学的校园犯罪，犯罪率高的高校有激励不是犯罪统计报告。如果是这种情况，那么负相关样本中出现的机会到u在方程犯罪。 （对于一个给定的办学规模，更高的u意味着更多的犯罪，因此，较小的概率，学校报告的罪案数字。）
第10章
10.1（我）不同意。大多数时间序列过程相关，随着时间的推移，其中许多人强烈的相关性。这意味着他们不能独立对面观察，它只是代表不同的时间段。即使系列，似乎是大致不相关的 - 如股票回报 - 似乎并没有独立分布，你会看到在第12章下的异方差性的动态表单的。
（ii）同意。在此之前，立即从定理10.1。特别是，我们不需要同方差和无序列相关假设。
（三）不同意。用所有的时间趋势变量作为因变量回归模型。我们必须要小心，对结果的解释，因为我们可能只需找到一个杂散YT和趋势的解释变量之间的关联。与趋势的依赖或独立的变量，包括回归的趋势是一个好主意。 10.5节中讨论的，通常的R平方因变量趋势时，可能会产生误导。
（iv）同意。年度数据，每个时间段的表示一年不与任何季节。
10.2我们按照提示，写
gGDPt-1 =?0 +?0intt 1?+?1intt的2 +用ut-1，
和插件到右手侧的INTT方程：
?INTT = 0 +?1（?0 +?0intt 1?+?1intt-2 + UT-1 - 3）+ VT =（?0 +?1?0 - 3?1）+?1?0intt 1 +??1intt-2 +?1UT 1 + VT。
现在假设，UT-1具有零均值和所有的右手侧在前面的公式中的变量是不相关的，当然除了本身。所以
COV（UT-1）= E（INTT UT-1）=?1E（）> 0
因为?1> 0。如果= E（）对所有的t然后COV（INT，UT-1）=?1。这违反了严格的外生性假设TS.2，。虽然UT与INTT INTT-1，是不相关的，等，上ut在与INTT 1相关。
10.3写
Y * =?0 +（?0 +?1 +?）2Z * =?0 + LRP Z *
变化：?Y * = LRP?Z *。
10.4我们使用F统计量（R平方的形式，而忽略信息）。 10％的临界值3度和124度自由约2.13（使用120分母自由度表G.3a中）。 F统计量是
F = [（0.305?0.281）/（1?0.305）]（124/3）1.43，
这是远低于10％的简历。因此，事件指标共同微不足道的10％的水平。这是另一个例子，如何可以屏蔽通过测试两个非常微不足道的变量共同意义的一个变量（afdec6）（边际）。
10.5函数形式没有规定，但一个合理的是
=?0 +日志（hsestrtst）?1T +?1Q2t +?2Q3t +?3Q3t +?1intt +?2log（pcinct）+ UT，
哪里Q2T Q3T，Q4t的季度虚拟变量（省略的季度是第一）和其他变量是不言自明的。这种线性时间趋势列入允许因变量和log（pcinct）的趋势随着时间的推移（INTT可能不包含趋势），每季的假人允许所有变量显示季节性。的参数?2的弹性和100?1是一种半弹性。
鉴于?J =?0 +?1 J +?2 J2对于j = 0,1，4，我们可以写10.6（I）
YT =?0 +?0zt +（?0 +?1 +?）2ZT-1 +（?0 + 2?1 + 4?）2Z?吨-2 +（?0 + 3?1 + 9? 2）ZT-3
+（?0 + 4?1 + 16?）2ZT-4 + UT =?0 +?0（ZT + ZT-1?+ ZT-2 + Z，T-3 + ZT-4）+?1（ZT-1 + 2ZT-2 + 3zt（3 + 4zt-4）） +?2（ZT-1 + 4zt-2 + 9zt-3 + 16zt-4）+ UT。
（ii）有关建议（i）部分。为清楚起见，定义三个新变量：ZT0 =（ZT ZT-1 + ZT-2 + ZT-3 + ZT-4），ZT1 =（ZT-1 2ZT-2 3zt-3 + 4zt-4），和ZT2 =（ZT-1 + 4zt-2 + 9zt-3 + 16zt-4）。然后，?0，?0，?1，?2是从OLS回归YT ZT0 ZT1，ZT2，T = 1，2，，N。 （按照我们的惯例，我们让T = 1表示第一个时间段，我们有全套的回归。）= + J + J2可从。
（iii）该限制模式是原方程，其中有6个参数（?0和五??）。的PDL模型有四个参数。因此，有两个限制的一般模型的PDL模型。 （注意我们没有写出来的限制是什么。）无限制的模型中的DF是n - 6。因此，我们将获得无限制的R平方，从回归YT，ZT，ZT-1，ZT-4和限制（ii）部分，从回归的R平方。 F统计量是
H0和CLM假定下，F?F2，N-6。
10.7（I）PET-1，宠物必须被作为宠物增加相同金额。
（ii）本长远的影响，顾名思义，应该是当PE永久增加GFR的变化。但一个永久性的增加意味着PE增加，停留在新的水平，这是通过增加宠物，宠物和宠物相同金额。