Đáp án kinh tế lượng ứng dụng kinh tế kinh doanh 2021

Đề thi kinh tế lượng ứng dụng kinh tế kinh doanh năm 2021. Để giúp các bạn sinh viên đang học môn Kinh tế lượng và Kinh tế lượng ứng dụng kinh tế kinh doanh đạt kết quả cao trong kỳ thi kết thúc học phần. Thầy cung cấp cho các em một số đề thi mới nhất của các trường đại học. Đi kèm với đề thi Kinh tế lượng ứng dụng kinh tế kinh doanh thầy cũng cung cấp đáp án giải đề thi một cách chi tiết. Ngoài môn kinh tế lượng ứng dụng kinh tế kinh doanh, thầy còn cập nhật các môn khác có trong chương trình đào tạo đại học như: Xác suất và thống kê, Toán cao cấp 1 (Đại số tuyến tính), Toán cao cấp 2 (Giải tích), Toán cao cấp A3 (Giải tích hàm nhiều biến), Toán rời rạc,… Trang này của thầy luôn cập nhật thường xuyên đề thi mới nhất hằng năm. Hy vọng sẽ giúp cho những bạn sinh viên yếu Môn toán – Kinh tế lượng, ngại học Toán – Kinh tế lượng ở chương trình đại học, cao đẳng sẽ qua môn thật dễ dàng và đạt điểm cao.

Trang 1

TRƯỜNG ĐẠI HỌC VĂN LANG ĐÁP ÁN THI KẾT THÚC HỌC PHẦN

Học kỳ: 2 Năm học: 2020 - 2021

Tên học phần: KTL UDKTKD Tín chỉ: 2

- Đáp án số: 01 - Mã đề thi:

Thời gian làm bài: 75 (phút)

Hình thức thi: Tự luận

Lưu ý :

Đáp án chỉ trình bày một cách làm, mọi cách làm đúng khác đều được tròn điểm

Câu 1 (5.0 điểm)

Một khảo sát về trung bình tiền lương theo giờ (ký hiệu Y , đơn vị $) theo số năm đi học

(ký hiệu X , đơn vị năm) Bảng số liệu cho bên dưới:

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

MÃ N=0

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

Y 5,5 6,0 6,6 7,5 7,8 8,5 10,0 10,8 13,6 14,0

Hàm hồi quy tổng thể dạng (PRF):E Y( |X)=β1+β2X

a Dựa vào bảng số liệu ước lượng hệ số hồi quy mẫu (β β1; 2), viết hàm hồi quy

:

SRF Y =β +β X Nêu ý nghĩa của hệ số hồi quy gắn với biến X trong

mô hình

2,5 Điểm

Chuẩn bị số liệu

2

79, 45 1905

896, 75

XX YY XY

S X

Y



=





∑

0,25 (x4)

Ước lượng hệ số hồi quy mẫu

XX

S

Hàm hồi quy mẫu (SRF):Y = −3, 9705+0, 9630X 0,25

(x2)

Trang 2

Ý nghĩa hệ số β2 trong mô hình: khi X tăng 1 năm thì trung bình Y tăng 0,9630

$/giờ

0,25 (x2)

b Ước lượng giá trị của hệ số xác định ( )R2 , lập mô hình kiểm định sự phù hợp

của dạng hàm (H0 :R2 =0 và H1 :R2 >0) với mức ý nghĩa α =5%

2,0 Điểm

81, 3410

YY

2 XX 76, 5079

ESS =β S =

4, 8331

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9406

ESS

R

TSS

Giả thiết H0 : R2 = và đối thiết 0 H1 :R2 > 0 0,25 Trị kiểm định 2 2.( 2) 126, 6801

1

R

−

0,25 (x2)

Vì F >F0.051;8 nên bác bỏ giả thiết, nghĩa là mô hình thật sự phù hợp 0,25

c Dùng mô hình hồi quy mẫu (SRF) ước lượng điểm cho trung bình tiền lương

theo giờ E Y( |X0) của một người có số năm đi học là X0 =12 năm

0,5 Điểm

Dự báo điểm khi X0 =12 là

0 1 2 0 7, 5855

(x2)

MÃ N=1

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

Y 5,5 6,0 6,6 7,5 7,8 8,5 10,0 10,8 13,6 14,1 Hàm hồi quy tổng thể dạng (PRF):E Y( |X)=β1+β2X

mẫu (SRF):Y =β1+β2X Nêu ý nghĩa của hệ số hồi quy gắn với biến X trong

mô hình

2,5 Điểm

0,25 (x4)

Trang 3

2

79, 9 1905

899, 56

XX YY XY

S X

Y





∑

XX

S

Hàm hồi quy mẫu (SRF):Y = −4, 0348+0, 9685X

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

82, 344

YY

2 XX 77, 3844

ESS =β S =

4, 9596

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9398

ESS

R

TSS

Giả thiết 2

0 : R 0

H = và đối thiết 2

Trị kiểm định 2 2.( 2) 124, 8904

1

R

−

0,25 (x2)

Vì 1;8

0.05

F >F nên bác bỏ giả thiết, nghĩa là mô hình thật sự phù hợp 0,25

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5872

(x2)

MÃ N=2

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

Y 5,5 6,0 6,6 7,5 7,8 8,5 10,0 10,8 13,6 14,2

Trang 4

mô hình

2,5 Điểm

2

80, 35 1905

902, 39

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

83, 3650

YY

2 XX 78,2497

ESS =β S = 5,1153

RSS =TSS−ESS = ;

0,25 (x2)

2

0,9386

ESS

R

TSS

Giả thiết H0 : R2 = và đối thiết 0 2

Trị kiểm định 2 2.( 2) 122, 2932

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

Trang 5

0 1 2 0 7, 5891

(x2)

MÃ N=3

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

2

80, 8 1905

905,24

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

Hàm hồi quy mẫu (SRF):Y = −4,1619+0, 9794X

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

84, 404

YY

2 XX 79,1360

ESS =β S =

5, 2680

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9376

ESS

R

TSS

Giả thiết 2

0 : R 0

Trị kiểm định 2 2.( 2) 120, 2051

1

R

−

0,25 (x2)

Trang 6

Trị tới hạn mức 5%: F0,051; 8 = 5, 3177 0,25

Vì 1;8

0.05

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5909

(x2)

MÃ N=4

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

2

81,25 1905

908,11

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

85, 4610

YY

2 XX 80, 0111

(x2)

Trang 7

5, 4499

RSS =TSS −ESS = ;

2

0, 9362

ESS

R

TSS

Giả thiết 2

0 : R 0

Trị kiểm định 2 2.( 2) 117, 3918

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5928

(x2)

MÃ N=5

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

2

81,7 1905

911

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

Hàm hồi quy mẫu (SRF):Y = −4, 2891+0, 9903X 0,25

(x2)

Trang 8

$/giờ

0,25 (x2)

2,0 Điểm

86, 5360

YY

2 XX 80, 9073

ESS =β S =

5, 6287

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9350

ESS

R

TSS

Giả thiết H0 : R2 = và đối thiết 0 H1 :R2 > 0 0,25 Trị kiểm định 2 2.( 2) 115, 0769

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5945

(x2)

MÃ N=6

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

0,25 (x4)

Trang 9

2

82,15 1905

913, 91

XX YY XY

S X

Y





∑

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

87, 629

YY

2 XX 81, 8085

ESS =β S =

5, 8205

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9336

ESS

R

TSS

Giả thiết 2

0 : R 0

Trị kiểm định 2 2.( 2) 112, 4819

1

R

−

0,25 (x2)

Vì 1;8

0.05

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5963

(x2)

MÃ N=7

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

Y 5,5 6,0 6,6 7,5 7,8 8,5 10,0 10,8 13,6 14,7

Trang 10

mô hình

2,5 Điểm

2

82,6 1905

916, 84

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

88, 74

YY

2 XX 82, 6981

ESS =β S =

6, 0419

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9319

ESS

R

TSS

Trị kiểm định 2 2.( 2) 109, 4743

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

Trang 11

0 1 2 0 7, 5982

(x2)

MÃ N=8

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

2

83, 05 1905

919, 79

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

89, 869

YY

2 XX 83, 6092

ESS =β S =

6, 2598

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9303

ESS

R

TSS

Trang 12

Trị kiểm định 2 2.( 2) 106, 7776

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 5999

(x2)

MÃ N=9

X 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18

mô hình

2,5 Điểm

2

83, 5 1905

922, 76

XX YY XY

S X

Y





∑

0,25 (x4)

XX

S

$/giờ

0,25 (x2) 0,25 (x2)

2,0 Điểm

Trang 13

91, 016

YY

2 XX 84, 5086

ESS =β S =

6, 5074

RSS =TSS −ESS = ;

0,25 (x2)

2

0, 9285

ESS

R

TSS

Trị kiểm định 2 2.( 2) 103, 8881

1

R

−

0,25 (x2)

0,5 Điểm

0 1 2 0 7, 6018

(x2)

Trang 14

Câu 2 (5 điểm)

Một cuộc khảo sát trung bình tiền lương theo giờ (ký hiệu Y , đơn vị $), theo số năm đi học

(ký hiệu X2, đơn vị năm), số năm kinh nghiệm công việc (ký hiệu X3, đơn vị năm), và giới

tính (ký hiệu D, trong đó D =0 nếu là nam và D=1 nếu là nữ) (Dữ liệu

Basic-Econometrics-5th-Ed.-Gujarati, table 1.1)

Kết quả Eviews hàm (PRF):E Y( |X X2; 3)=β1 +β2X2 +β3X3 (bảng 1)

Kết quả Eviews hàm (PRF):E Y( |X D3; )=β1 +β2D+β3X3 +β4X D3 (bảng 2)

Bảng 1

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Sample: 1 1289

Included observations: 1289

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C -9.5861 1.0098 -9.4933 0.0000

X2 1.4145 0.0677 20.8938 0.0000

X3 0.1787 0.0163 10.9412 0.0000

R-squared 0.2758

F-statistic 244.9023

Prob(F-statistic) 0.0000

Bảng 2

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample: 1 1289

Included observations: 1289 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

C 10.8922 0.5778 18.8523 0.0000

D -1.4473 0.8000 -1.8091 0.0707 X3 0.1694 0.0260 6.5121 0.0000 X3*D -0.1073 0.0362 -2.9673 0.0031

Lấy kết quả Eviews trong Bảng 1

a.Viết hàm ước lượng (SRF):Y =β1+β2X2 +β3X3 1,0

Điểm Hàm ước lượng (SRF):Y = −9, 5861+1, 4145X2 +0,1787X3 0,25

(x4) b.Kiểm định giả thiết hệ số β2 có ý nghĩa thống kê trong mô hình (H0 :β2 = và 0

1 : 2 0

H β ≠ ) với mức ý nghĩa 5% (Mức phân vị phân phối Student bậc tự do 1286

và xác suất đuôi phải là 0,025 tương ứng là 1286

0,025 1, 9618

1,0 Điểm

Giả thiết H0 :β2 = và đối thiết 0 H1:β2 ≠ 0 0,25

Phân vị với mức ý nghĩa α= 5% là t0,0251286 =1,9618 0,25

Vì t >t0,0251286 nên đối thiết đúng nghĩa là bác bỏ giả thiết , nghĩa là hệ sốβ2 thật sự có

ý nghĩa trong mô hình

0,25

Định dạng
Số trang	15
Dung lượng	308,01 KB