F=
SSR/(m?1)SSE/(n?m)=
86781.388/(4?1)306795.432/(50?4)=4.3372
（4）确定临界值和拒绝域
F0.05（3,46）=2.816 ∴拒绝域为：
（5）做出检验决策 临界值规则:
∵F=4.3372> F0.05（3,46）=2.816
检验统计量的样本观测值落在拒绝域。
∴拒绝原假设H0，接受H1假设，即父母文化程度对孩子的学习成绩有影响。
?2.816,???
P-值规则：
根据算得的检验统计量的样本值（F值）算出P-值=0.008973。由于P-值=0.008973小于显著水平标准??0.05，所以拒绝H0，接受H1，即得到足以表明父母文化程度对孩子的学习成绩有影响的显著证据。
12． 第七章 一、选择题
1. B、C、D； 3. A、B、D 二、判断分析题
1．错。应是相关关系。单位成本与产量间不存在确定的数值对应关系。 3．对。因果关系的判断还有赖于实质性科学的理论分析。
5．对。总体回归函数中的回归系数是有待估计的参数，因而是常数，样本回归函数中的回归系数的估计量的取值随抽取的样本不同而变化，因此是随机变量。
7.错。由于各种原因，偏相关系数与单相关系数的符号有不一致的可能。 三、证明题
1. 证明：
?是现行无偏估计量。此处只要证明它在线形无偏估计量中具有最小方差。 教材中已经证明?2设?2~?~E(?2?aY为?)??aE(?ttt21的任意线性无偏估计量。
??2Xt?ut)??1?at??2?atXt??aE(utt)??2也即，作为
?2的任意线性无偏估计量，必须满足下列约束条件：
?at?0；且?atXt?1
Yt??2又因为var，所以：
tt~var(?2)?var??2?aYt??a22tvarYt??Xt?X?X)22?a22t
?[at??[a2tXt?X?(X???X)??(X2]2t??2?Xt?X(Xt?X)Xt?X2]??2?(X[?(Xt?X)t?X)]
222?2?2?[at?(Xt?X)?X)2][2Xt?X?(Xt?X)2]???[at?Xt?X?(X]??21t?(Xt?X)2
分析此式：由于第二项
?21?(Xt?X)2是常数，所以
~var(?2)只能通过第一项
?2?[at?Xt?X?(Xt?X)22]2的处理使之最小化。明显，只有当
at?Xt?X?(Xt?X)2时，var(?2)~才可以
取最小值，即：
~minvar(?2)??1?(Xt?X)2?) ?var(?2?是标准一元线性回归模型中总体回归系数?的最优线性无偏估计量。 所以，?22
四、计算题 1. 解：
?（1）?2??(Y?Y)(X?X)?334229425053?(X?X)tt2t.09.73?0.7863
??Y???X?549.8?0.7863*647.88?40.3720?12（2）r2(Y?Y)(X?X)]???(X?X)?(Y?Y)[2tt2tt2
?334229.0922425053.73*262855.252?0.999834
?e2t?(1?r)?(Y?Y)?43.6340Se?（3）
?e2tn?2?2.0889
H0:?2?0,H1:?2?0
S???2Se?(X??2?2t?X)2?2.0889425053.73
?0.003204
t???20.78630.003204S???245.4120
t?/2(n?2)?t0.05(10)?2.228（4）Yft值远大于临界值2.228，故拒绝零假设，说明?2在5％的显著性水平下通过了显著性检验。
?40.3720?0.7863*800?669.41（万元）
1n?(XfSef?S1??X)t22?(Xf?X)?2.00891?112?(800?647.88)425053.732?2.1429
Yf?t?/2(n?2)Se?669.41?2.228*1.0667?669.41?2.3767
即有： 664.64?Yf?674.18 3．解：
（1）回归分析的Excel操作步骤为：
步骤一：首先对原先Excel数据表作适当修改，添加“滞后一期的消费”数据到表中。 步骤二：进行回归分析
选择“工具” →“数据分析” →“回归”，在该窗口中选定自变量和因变量的数据区域，最后点击“确定”完成操作： 得到回归方程为：
Ct?466.7965?0.4471Yt?0.2640Ct?1
（2）从回归分析的结果可知：
随机误差项的标准差估计值：S＝442.2165
修正自由度的决定系数：Adjusted R Squares＝0.9994 各回归系数的t统计量为：
t???3.35331；t??2?15.6603；t??3?4.9389
F统计量为16484.6，远远大于临界值3.52，说明整个方程非常显著。
（3）预测
使用Excel进行区间估计步骤如下： 步骤一：构造工作表
步骤二：为方便后续步骤书写公式，定义某些单元格区域的名称 步骤三：计算点预测值C步骤四：计算t临界值
步骤五：计算预测估计误差的估计值Se
ff
步骤六：计算置信区间上下限 最终得出C一、选择题
1.C 3.B 5.C 二、判断分析题 1.正确； 3.正确。
5.错误。前10年的平均增长速度为7.177%，后4年的平均增长速度为8.775%。这14年间总的增长速度为180%(即2004年比1990年增长180%)。
三、计算题
1. 解：第一季度的月平均商品流转次数为：
f的区间预测结果：56380.05?Cf?58662.33第九章
第一季度的月平均销售第一季度的平均库存额额?((2880?2170?2340)/319802?1310?1510?15602)/(4?1)?2466.3331530?1.61
第一季度的平均商品流通费用率为：
第一季度的月平均流通第一季度的月平均销售3.解：平均增长速度= 环比增长速度（%） 定基增长速度（%）
5费用额?（230?195?202）/3(2880?2170?2340)/3?2092466.333?8.48%
1.39?1?6.8078%，增长最快的是头两年。
第一年 7 7 第二年 7.48 15 第三年 6.6 22.59 第四年 6.1 30 第五年 6.9 39 5.解：两种方法计算的各月季节指数(%)如下：
月份 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 同期平均法 49.94 55.01 123.05 92.49 81.61 137.02 65.28 72.22 188.57 138.11 99.41 97.29 趋势剔除法 52.59 57.93 125.14 94.37 83.17 137.37 61.77 66.74 189.39 142.24 93.98 95.30
7.解：对全社会固定资产投资额，二次曲线和指数曲线拟合的趋势方程和预测值(单位：亿元)分别为：
?t?2727.2?286.08t?147.69t2，R2=0.9806，2005年预测值=56081.60； y?t?2169.2e0.176t?2169.2(1.19244)t，R2=0.9664，2005年预测值=73287.57。 y国有经济固定资产投资额，可用二次曲线和直线来拟合其长期趋势，趋势方程和预测值(单位：亿元)分别为：
?t?186.77?557.39t?30.075t2，R2=0.9792，2005年预测值=23364.57； y
?t??1918.5?1158.9t，R2=0.9638，2005年预测值=21259.50。 y9.解：加权移动平均的预测值为：
?26?y9180?5?9570?4?10155?3?9810?2?9630?15?4?3?2?1?9530
二次指数平滑预测的结果为：
?26?a25?b25?1?9426.18?54.07?1?9372.1 y一阶自回归模型预测的结果为：
?26?1517.2228?0.83754?9180?9205.84。第十章 y一、选择题
1.D； 3.A ； 5.B； 7.D； 9.C。 二、判断分析题
1.实际收入水平只提高了9.1％(=120%/110%-100%)。
3.不正确。对于总指数而言，只有当各期指数的权数固定不变时，定基指数才等于相应环比指数的连乘积。
5.同度量因素与指数化指标的乘积是一个同度量、可加总的总量。同度量因素具有权衡影响轻重的作用，故又称为权数。平均指数中的权数一般是基期和报告期总量（总值），或是固定的比重权数。
7.将各因素合理排序，才便于确定各个因素固定的时期；便于指标的合并与细分；也便于大家都按统一的方法进行分析，以保证分析结果的规范性和可比性。“连锁替代法”适用于按“先数量指标、后质量指标”的原则对各个因素进行合理排序的情况。
三、计算题
1.解：分别按不同公式计算产量指数和出厂价格指数，计算结果如下：
产量指数 出厂价格指数 拉氏指数 113.00% 114.00% 帕氏指数 112.37% 113.36% 理想指数 112.68% 113.68% 马埃指数 112.66% 113.66% 拉氏指数较大，帕氏指数较小，而理想指数和马埃指数都居中且二者很接近。 3. 解：Ip???q1p11p1/p0q1P1?185?110?221851.10?1100.95?221.02?317305.54?103.75%
农产品收购价格提高使农民收入增加11.46 (=317-305.54) 万元。
5.解：已知各部门生产量增长率（从而可知类指数），可采用比重权数加权的算术平均指数公式计算工业生产指数，即：
1.08?30%?1.1?25%?1.14?18%?1.05?27%?108.77%。
7.解：先分别计算出基期总成本（?q0p0=342000）、报告期总成本（?q1p1=362100）和假定的总成本(?q1p0=360000)。
总成本指数：Iqp??q1p1?q0p0?362100342000?105.88%
总成本增加额：?q1p1??q0p0=362100-342000=20100(元) 产量指数：Iq??q1p0?q0p0?360000342000?105.26%
产量变动的影响额：?q1p0??q0p0=360000-342000=18000(元) 单位成本指数：Ip??q1p1?q1p0?362100360000?100.58%
单位成本的影响额：?q1p1??q1p0=362100-360000=2100(元) 三者的相对数关系和绝对数关系分别为：
105.88%=105.26%×100.58%，20100=18000+2100(元)
计算结果表示：两种产品的总成本增加了5.88%，即增加了20100元。其中，由于产量增加而使总成本增加5.26%，即增加了18000元；由于单位成本提高而使总成本增加了0.58%，即增加了2100元。
9.解：先计算出基期总平均价格x0=26.2（元），报告期总平均价格x1=32.7692（元），假定的总平均价格
?x0f1?f1=28.3846
（元）。再计算对总平均价格进行因素分析所需的三个指数以及这三个指数分子分母的绝对数差额。详细计算过程和文字说明此不赘述。三者的相对数关系和绝对数关系分别为：125.07%=115.45%×108.34%，6.5692=4.3846+2.1846(元)。
产品质量变化体现在产品的等级结构变化方面，因此，根据结构影响指数可知，质量变化使总平均价格上升8.34％，即提高了2.1846元，按报告期销售量计算，质量变化使总收入增加了28400(元)，即：2.1846（元）×130（百件）=284 (百元)=28400(元) 第十一章
一、选择题 1．A.B.C.D。 3. B.C。 二、计算题
1．解：
（1）根据最大的最大收益值准则，应该选择方案一。 （2）根据最大的最小收益值准则，应该选择方案三。
（3）在市场需求大的情况下，采用方案一可获得最大收益，故有： maxiQ(ai,?1)?400Q(ai,?2)?200Q(ai,?3)?0
在市场需求中的情况下，采用方案二可获得最大收益，故有：
maxi
在市场需求小的情况下，采用方案三可获得最大收益，故有：
maxi根据后悔值计算公式rij?maxQ(ai,?j)?qiji，可以求得其决策问题的后悔矩阵，如下表：
后悔矩阵表
状态 方案一 方案 方案二 方案三 需求大 0 200 400 需求中 100 0 200 需求小 140 20 0 根据最小的最大后悔值准则，应选择方案一。
E(Q(a1))?0.6?400?(1?0.6)?(?140)?184（4）
E(Q(a2))?0.6?200?(1?0.6)?(?20)?112E(Q(a3))?0.6?0?(1?0.6)?0?0
由于在所有可选择的方案中，方案一的期望收益值最大，所以根据折中原则，应该选择方案一
E(Q(a1))?1(400?100?140)?1203（5）
E(Q(a2))?1(200?200?20)?126.67
3E(Q(a3))?1(0?0?0)?03因为方案二的期望收益值最大，所以按等可能性准则，应选择方案二。
3．解：设由于飞机自身结构有缺陷造成的航空事故为?1,由于其它原因造成的航空事故为?2，被判定属于结构缺陷造成的航空事故为ek，则根据已知的条件有：
P(?1)=0.35, P(?2)=0.65, P(ek/?1)=0.80, P(ek/?2)=0.30
当某次航空事故被判断为结构缺陷引起的事故时，该事故确实属于结构缺陷的概率为：
P(?1/ek)?P(?1)?P(ek/?1)2=
0.35?0.80.35?0.8?0.65?0.3?0.589
?P(?j?1j)?P(ek/?j)