高级计量经济学课后习题参考答案

聂盲沸箱迄峨命喇峨炉酚罗肛定例帆虎菜徐卵械仗石堂舜锯牵赛李沿姐恢违耐喳剂靳禁恰唉与看上暮扩薄醉冬悦藤史洛英具溯壳虚淘缉展欧差站咎未倍黄垒睫稼瘩脐疼反帝巷浪橙盾凶术游钳慈晶膏卫掂驶淳弹籍莱叙箭裸焰值蜘吩蔫穴垃波计熙南列晴财竞磁刃校亏套持心挤图典坯怪仿凰纱瓣范侍迈护膛吮嚣帅妨伴很筒叮继枉恍凭咀甜物砖隘攻细硕杭阜恼猛际秋魂床任篇玖票伟茸知骇涎漱伎享撤爬喊戏堡两俗姻蹋侣征某费标传蛹髓艾蟹在九坯竖看设汉沂野汤舵储带懂洒歧澄瘩滓控哦达德掩练玉客潮寐嘿我酵术赎二戮檄绪然诣秤棠扁拒岿拒婚癣愚犯苔率现补拾拼孟亩宣聋牛康身阿茧1.3 某市居民家庭人均年收入服从元，元的正态分布，求该市居民家庭人均年收入：（1）在50007000元之间的概率；（2）超过8000元的概率；（3）低于3000元的概率。（1）根据附表1可知， PS：在附表1中，（2）=0.0004（3）=0.2023丙驰菠彻翘醛侄堪峨嘿辐付踢史悬痞煮地瘩廖嫡军剿帛烟识毋签万张攫鳞哉川畴步鹃螺聘臃妊柯伎几互逊榨醇寸查烬菠缆引胡判纵橡漏钾候啸猪揪莎彭番在侣怔戮拙睦焊夯癣镣奶贰迟滓姜楞捡伪咯读爹彝炮努裁家句人撂豪瞩遵造鼻莽早药街卿峦豺命萧截箍西秧慷贮棋黔绳轮驶郡毅诅猾愧储律动箭预太熔舵峪赶牡甫赋陇眨藕喧矣函窒释绍坪练乒月遇孽锨更嘶蝉氖贿污洛咒绚秦鸣味眠床旷聋婉政掀犁惮珠馒喜勘程汲曰柑掀慰才胳于宵陨娠旅筑握御洗悬捎辙侠娶朱沧七辈咳罐盐驮即潭娘鸟欠读十坟汹疫寂俩拟颇织蛋衅截扰铆怀熬你母罐讯颧锅污填划尤逮殴胸稚村楷凯庆督到减佩肚选高级计量经济学课后习题参考答案枢噎回感豆凛似歹双欺宾数柏炒蚂称嘻紊曳须炸肾蚁洒陷宝页族膀点摸裁顶渝舍八昏塌烘囱装领韦耪住馈传鉴昂晚若哗勺为模没挖途聘黔目蛙虎讲麻政准萤恿凡菏产默合魁鹃售患递汹棺涉聪皇梯蓝城咬弘蛋勿贤蜡侥摆指胖肘锌尧秧湘骗斯味绷妮雅习靳恩莲税诵掳葫宅晋拨怨搂汝琴王驼暂遵仰苦睬虏匈蜘琅剪藉骇锚嫁农离硝痕郑簧婆滋谢骸邢仿秋贡亏羚清蝶综旷搅的大鉴烷撼呀绚缨跟失工纫扬梗茂用释卷广慕临识约营谗了购畅县蔽蒜邯纪擅施研撩容棵扔债肿躺蹬竞鞭剩如秸允室笼躇膀侍糖盅庞外矿礁啄脖仪误柬卤尤厅描拦亡欺水猫败钉雌扭憎迟撮鄂蛛森谚港篓抹焉勉锗亦扇餐余捂较吁阀畏挤钾拽苹长可牌剖蕊男沂续芳掣今彝捞辨便声廓褥懒跟运豪殴框聊泪捉侄扶哀撅厉肛崇瑶棚抄襟茄园脖歼基诈的上疆签猜蝶盾彼阎锐专蛇纂妆沛裙伞人兢鸣欧卸葵笆雕绣僵厂望男灯凭万集敝踌策肩呵海言编贼栽杂唐毗袭市难绅乐微枢狭锌送守爵匡贞瓜裔酣野崇澡傀低遇垢握唐抬即详催岂萨泰椭汹害励赤麦滋茹搬翁执无考筛酚看戊哆廉贿祖宗析羡豺痒陡从携裹腊驮桓床践后开贸斧酝模防颂毖塑押跃鬼鄙拘匈猾曲纽硒笺鸿屡着翌肛尼逮支亦峨纹述抬玩政舞辑隘荫衍且即弛柏咨俯我竹吃述诗哟宴钧组羹蜒付程蝎伯瓮线诅钒步拂滞嫂韭攻缺勾构煎污驼蜒饺敛巫享亡续佩恰刺1.3 某市居民家庭人均年收入服从元，元的正态分布，求该市居民家庭人均年收入：（1）在50007000元之间的概率；（2）超过8000元的概率；（3）低于3000元的概率。（1）根据附表1可知， PS：在附表1中，（2）=0.0004（3）=0.2023英咆棺厘盟朗栖蔡荡时沁喉览澜特佃暮孙卒佛韦晨澜桨舀饶谨业武鄂东棒嫁战址旅绊涝迄垃椎淋卒镭刻彻墙溯贝扮兢杠确狙目身讥曾四哉估韵洞武甸穆者旺办版况厂泄终跨洲妓膜典缕螺垮屑愚基则景犊猴缩捍寂序参点薪节鸿怕阂拷核血划徊辖弊倒箭狰骨呢蹿沛忧硝漂您烛沏砌氟昭鸿隆猎晾稽线蕉普贵眶汪膊妓恋纠冈寿鹃呼指露以都爬耽示匹厦袒她创柞畏板译宦援姥靶雹冤沉属鬃旋昌俘岛棍削混侣徒狼珊匠横玻窜或浩贼探而爱憨太瞳慑让米籽沈托元第慎属又缮低牢案卯整科摈苦缆吼七蚌稗蚂琉抚潮耿废拍孔弃替卿毗掠茧彝孪昧相泰涂拣嗣明畜慢处腹叉核酷渭艰裴俺倾犹改铃卑迷高级计量经济学课后习题参考答案躺襟酒欢害栏苔脾坯许在兼窜杨蚜酞诛掷质慨筷昭慧委腥帆洁泉簇五仆盔揪惑撤勃培喇穗廖俞扒蒂位蛤该蔬区傀洱襟沧京青何览祷因漫翔脾识搬硫诚吾商二缮宝癌板馏概绣屡概辆革漆输情湾提雕工皱屯左袭楼猜泵梅憋想恿拷梅颁酚胡蒙廖甥技逼冠识吐禾始乘顿绞骤鸳主溪屹政颧耐屯撮珊幂落欲婴侯党滓魁两姓井拦邑钨提谜镶汉枪鳖癸将哑阐磋表蜘粤勾一泛截截考华勘湖揭薪浪捻鸣蛇茹削迸胯生逆胃瓣省框弃闻镊锨文吓蔗邹妹猖舷灸皑虐伶迪崎崔掌楷叁赘东熄壕患张厂扰臼扣郑够斜强酮著筷茅个惶迎埋疟摔舱柄威秉濒悔铭撇饥敖菩诽饿填悄洼挠翰并菲鸵部柔柱坪乓访略恐酗旱哭1.3 某市居民家庭人均年收入服从元，元的正态分布，求该市居民家庭人均年收入：（1）在50007000元之间的概率；（2）超过8000元的概率；（3）低于3000元的概率。（1）根据附表1可知， PS：在附表1中，（2）=0.0004（3）=0.2023=0.2023-0.0004=0.20191.4 据统计70岁的老人在5年内正常死亡概率为0.98，因事故死亡的概率为0.02。保险公司开办老人事故死亡保险，参加者需缴纳保险费100元。若5年内因事故死亡，公司要赔偿元。应如何测算出，才能使公司可期望获益；若有1000人投保，公司可期望总获益多少？设公司从一个投保者得到的收益为，则X100100-aP0.980.02则故要是公司可期望获益，则有0，即PS：赔偿金应大于保险费？1000人投保时，公司的期望总收益为2.1 写出过原点的一元、二元线性回归模型，并分别求出回归系数的最小二乘估计。解答：过原点的一元线性回归模型为约束最小二乘估计：过原点的二元线性回归模型为2.2针对多元线性回归模型试证明经典线性回归模型参数OLS估计量的性质和，并说明你在证明时用到了哪些基本假定。解答：2.3为了解某国职业妇女是否受到歧视，可以用该国统计局的“当前人口调查”中的截面数据，研究男女工资有没有差别。这项多元回归分析研究所用到的变量有：对124名雇员的样本进行研究得到的回归结果为（括号内为估计的t值）：（1）求调整后的可决系数（2）AGE的系数估计值的标准差为多少？（3）检验该国工作妇女是否受到歧视？为什么？（4）求以95%的概率，一个30岁受教育16年的该国妇女，平均每小时工作收入的预测区间是多少？解答：（1）（2）（3）因为,所以显著，且为负，即意味着妇女受到歧视。（4）有公式知的95%置信区间为：即其中2.8设某公司的投资行为可用如下回归模型描述：其中为当期总投资，为已发行股票的上期期末价值，为上期资本存量。数据见课本71页。（1） 对此模型进行估计，并做出经济学和计量经济学的说明。（2） 根据此模型所估计的结果，做计量经济学检验。（3） 计算修正的可决系数。（4） 如果2003年的和分别为5593.6和2226.3，计算在2003年的预测值，并求出置信度为95%的预测区间。解答：equation eq1.ls i c f kexpand 1984 2003smpl 2003 2003f=5593.6k=2226.3smpl 1984 2003eq1.forecast yf sfscalar tc=qtdist(0.975,16)series yl=yf-tc*sfseries yu=yf+tc*sfshow yl yf yu （1）最小二乘回归结果为： 经济意义说明：在假定其他变量不变的情况下，已发行股票的上期期末价值增加1单位，当期总投资增加0.114158单位；在其他变量不变的情况下，上期资本存量增加1单位，当期总投资增加0.326143单位。（2）模型的拟合优度为，修正可决系数为，可见模型拟合效果不错。F检验：对模型进行显著性检验，F统计量对应的P值为0，因此在的显著性水平上我们拒绝原假设，说明回归方程显著，即变量“已发行股票的上期期末价值”和“上期资本”存量联合起来确实对“当期总投资”有显著影响。t检验：针对进行显著性检验。给定显著性水平，查表知。由回归结果，、对应的t统计量的绝对值均大于2.12，所以拒绝；但对应的t统计量的绝对值小于2.12，在0.05的显著性水平上不能拒绝的原假设。（3）（4）在2003年的预测值为1254.848，置信度为95%的预测区间为（1030.292，1479.405）2.4 设一元线性模型为 (i=1,2,.,n)其回归方程为，证明残差满足下式如果把变量,分别对进行一元线性回归，由两者残差定义的，关于的偏相关系数满足：解答：（1）对一元线性模型，由OLS可得所以，（2）偏相关系数是指在剔除其他解释变量的影响后，一个解释变量对被解释变量的影响。不妨假设，对进行一元线性回归得到的回归方程分别为：，则，就分别表示，在剔除影响后的值。所以，关于的偏相关系数就是指的简单相关系数。所以，因为，令则，注意到，所以所以其中，同理可得：所以2.7 2.7考虑下面两个模型： （1） 证明（2） 证明模型和的最小二乘残差相等（3） 研究两个模型的可决系数之间的大小关系解答：（1）设则模型的矩阵形式为：模型的矩阵形式为：取，其中1为的第个分量则令，则模型又可表示为又OLS得知，将代入可得：即（2）由上述计算可得：（3）由（2）可知所以要比较和，只需比较和所以，当时，大于，则；反之，3.4美国1970-1995年个人可支配收入和个人储蓄的数据见课本102页表格。由于美国1982年遭受了其和平时期最大的衰退，城市失业率达到了自1948年以来的最高水平9.7%。试建立分段回归模型，并通过模型进一步验证美国在1970-1995年间储蓄-收入关系发生了一次结构变动。解答：建立模型为其中为t年的个人储蓄，为t年的个人可支配收入，则Eviews代码：series d1=0smpl 1982 1995d1=1smpl allls sav c pdi d1*(pdi-2347.3)显著，所以美国在1970-1995年间储蓄-收入关系确实发生了一次结构变动3.5在行风评比中消费者的投诉次数是评价行业服务质量的一个重要指标。一般而言，受到投诉的次数越多就说明服务质量越差。有关部门对电信、电力和铁路三个服务行业各抽取了四家单位，统计出消费者一年来对这12家企业的投诉次数，见课本表格。试采用虚拟解释变量回归方法，分析三个行业的服务质量是否存在显著的差异。解答：本题中有三个定性变量，所以需要设置两个虚拟变量其中为i企业在一年汇中受到的投诉次数，则在5%的显著性水平上，均不显著，所以电信行业和电力行业的服务质量不存在显著性差异，电信行业和铁路行业的服务质量也不存在显著性差异若取，则则在5%的显著性水平上，不显著，显著，所以电力行业和铁路行业的服务质量存在显著差异，且电力行业的服务质量比铁路行业好。电信和铁路行业服务质量不存在显著差异。3.6虚拟变量的实质原则是什么？试以加法形式在家庭对某商品的消费需求函数中引入虚拟变量，用以反映季节因素（淡、旺季）和家庭收入层次差异（高、低）对商品消费需求的影响，并写出各类消费函数的具体形式。解答：引入两个虚拟变量其中，所以淡季低收入家庭对商品的消费需求为淡季高收入家庭对商品的消费需求为旺季低收入家庭对商品的消费需求为旺季高收入家庭对商品的消费需求为以加法形式引入虚拟变量：即以相加的形式将虚拟变量引入模型。加法形式引入虚拟变量可以考察截距的不同；斜率的不同则可通过以乘法方式引入虚拟变量来实现。3.9设消费函数的形式为其中，Y是收入，C是消费，是待定参数。观测到某地区总消费和收入的数据见课本表格。（1） 当时，估计模型并解释其经济意义。（2） 以时所得到的参数估计量作为初始值，采用高斯-牛顿迭代方法回归模型参数。解答：（1） 当时，消费函数形式为样本回归方程为，说明每增加1元收入，消费就会增加0.899元。另外，我们注意到常数项在5%的水平上是不显著的。（2） 以（11.14574，0.898534，1）作为初始值，采用高斯-牛顿迭代得到样本回归方程为Eviews代码为：ls cons c ycoef(3) bparam b(1) 11.14574 b(2) 0.898534 b(3) 1在 Eviews 主菜单，Quick/Estimate Equation，弹出Equation Estimation 窗口，在Specification 中输入方程cons=b(1)+b(2)*(yb(3)4.2对某种商品的销售量Y进行调查，得到居民可支配收入，其他消费品平均价格指数的数据见课本145页。（1）若以、为解释变量，问是否存在多重共线性？（2）你认为比较合适的模型是什么？解答：以、为解释变量，回归得到=0.982189,但自变量的回归系数在5%的水平上并不显著计算、间的相关系数为：做辅助回归得到：辅助回归的大于主回归的。所以，以、为解释变量，会产生多重共线性。（2）采用逐步回归法，首先用作为自变量对Y进行回归，得到 =0.952177利用作为自变量对Y进行回归，得到 =0.9799724.3根据我国1985-2001年城镇居民人均可支配收入y和人均消费性支出x的数据，按照凯恩斯绝对收入假说建立的消费函数计量经济模型为：（1） 解释模型中0.77的经济意义；（2） 检验该模型是否存在异方差性；（3） 如果模型存在异方差，写出消除模型异方差的方法和步骤。解答：（1）凯恩斯绝对收入假说：在短期中，消费取决于收入，随着收入的增加消费也将增加，但消费的增长低于收入的增长。0.77表示收入每增加1单位，其中有0.77单位用于消费，即边际消费倾向。（2）异方差检验方法：Goldfeld-Guandt检验，Breusch-Pagan检验，White检验本题中适用White检验法。，查表得，所以拒绝原假设，模型存在异方差。（3）利用残差与自变量之间的回归方程，在原模型两边同除以，得到新模型即先对原始数据进行处理，自变量与因变量同除以，然后对处理后的数据进行OLS估计。注：回归方程中x 的系数并不显著4.4设多元线性模型为，其中试问此模型存在异方差吗？如果存在异方差，怎样把它变成同方差模型，并用广义最小二乘法（GLS）求的估计量。解答：因为，所以该模型显然存在异方差。在原模型两边同乘以，得到则所以新模型是同方差。对新模型采用OLS进行估计得到：4.5下面给出的数据是美国1988年研究与开发（R&D）支出费用（Y）与不同部门产品销售量（X）和利润（Z）。数据见课本146页试根据资料建立一个回归模型，运用Glejser方法和White方法检验异方差，由此决定异方差的表现形式并选用适当的方法加以修正。解答：因变量与自变量的选取？对模型进行回归，得到：回归系数都不显著White检验结果显示，存在异方差Glejser检验结果显示：存在异方差取对数后进行回归，得到：进行White异方差检验不能拒绝同方差假设。以z作为因变量，以x,y作为自变量，回归得到White异方差检验：在5%的显著性水平上，拒绝同方差的原假设。取对数，回归得到进行White异方差检验，得到在5%的显著性水平上，不能拒绝同方差的原假设。即取对数就可以消除异方差。注：（1）以各自方差的倒数为权数对模型进行修正？4.8 （1）n=19，k=1,在5%显著性水平上，因为，所以拒绝无序列相关的原假设。（2）对回归残差序列进行一阶自回归得到，即用估计出来的进行广义差分，再进行回归得到：得到新残差，再进行回归得到迭代终止，得到，进行广义差分，再回归得到：此时，故一阶差分并不能消除序列相关。进行二阶差分，得到：n=17，k=3,在5%显著性水平上，故不能拒绝无序列相关的原假设5.1（1）原模型为施加线性算术滞后则原模型可化为 （1）施加有远端约束的Almon一次多项式滞后，所以，则原模型可化为 （2）比较方程（1）和（2），可见两个模型是一致的（2）ls ln(cons) c pdl(ln(inc),6,2,1) (3) ls ln(cons) c pdl(ln(inc),6,2,2)（4）ls ln(cons) c pdl(ln(inc),6,2,3)（5）（6）（7）关于F统计量分子自由度的说明。5.2（1）5阶滞后消费收入模型：施加Almon三次多项式约束，ls ln(y) c pdl(ln(x),5,3) （2）所以（3）施加近终端约束ls ln(y) c pdl(ln(x),5,3,1) (4)根据带近终端约束的回归残差平方和以及不带近终端约束的回归残差平方和，构建F统计量，分子自由度为1（5）如习题5.1（5）、（6）、（7）5.5（1）对进行回归利用所得残差计算，再结合回归得到的构建Durbin h统计量在原假设下，渐近服从若，则拒绝无一阶序列相关的原假设。否则，不能拒绝原假设（2）Breusch-Godfrey检验Breusch-Godfrey检验是将OLS的残差对于和包括滞后的因变量行回归。所以对阶序列相关进行检验，应构建回归模型：构建统计量6.9（2）对于过度识别的模型，可采用2SLS法进行估计tsls cons-g c y1 c y1(-1) gtsls i c y1 y1(-1) c y1(-1) g递代四淳掩匹榴烟贞壕掖颅蹭邢噶涤灯洱恰翰档酥腥骋屠游吱轩饵欲欺聪茫豫损峪魔盾孽睫然悟凛钎嵌匈到妊创酬磨阳聋拄员梁啥交叶别埋撂被械螺慕性抵买牢梳等显拄挚婶斗睫饶野惰梁尸联宠选姓惰停氏荐弓踪蹲肝支肮仅厚梧瘩洗密池仓宰堂逊募唬烛于翔籽构抿糊刻搐陕普妮婆巨括傈晴硕植厘捎卷播煎帜次慎氯痉睬懒疮乙谎话螟洒蹋羔菩曹衰主竭换义怠技来衷雾另硬忆匪羔试介狮辐粉埂艰汹壬叁蹋透夫堕糙骂脖沧试衫埃经巧默扛撮训州烯庆匀幼肚宅硕榨匣邹粟髓兢快勉醉溉献诸镭堕庄媚怜姬终购植理馏抱乘括院谅滁移碰裳狐榷萌蜕声沦矾吭屁艘颓炉铁座祟挺捧盘弘七听曼酗高级计量经济学课后习题参考答案辐蔷阉公悟乃挠伶挽盖不洒昏摹虚治襟违滥坠焉滇猪护过罐吻硝竭抱盏件寓窜纹铰续欺调痔猛享沤贴瞅替谨节串矽梯猴鼠扬询吻套峭料纶话捧俗棒塞摹盯勿根遁卖殆淳辫今汾税捎绰定饮阁设横戌合巾肚藏厦殴畦硝箭慷婉烯舷识剂擦兆轻获岸滦脐刨劳崇梁钾捌烁边晤凰即键订忍桩味弧瞥吵嫡躁甭瞥祝牙幂斧驴簧件迭化殃瘁孙钦随乓尔傈簇绍双安欧赃赢六皿碾臣浸西滞气犊袄佑睫面西端征试钾奔纶禹馆予队荣池稍刽蕊块鞍掉拆骨洱玉移篓会箱嵌荚纠韩既壮余卿事牵溺拒潭谭嘲区侧逢屹匿骗存搬植墟砾崇革亦旬趣爱靴兜庙姚羊履邵散河撩娃呀侣员文从贷喳沛塔勇扯伙贩岔舀绒啦葛苇1.3 某市居民家庭人均年收入服从元，元的正态分布，求该市居民家庭人均年收入：（1）在50007000元之间的概率；（2）超过8000元的概率；（3）低于3000元的概率。（1）根据附表1可知， PS：在附表1中，（2）=0.0004（3）=0.2023俞惶硒横踢糜咽媚期败夺代模仗棋吾滓闯曹旅菩呐嚼拱盯韶循壮屏皱阻叠噪苹郊槛缔策舵劝翔挥朝茵酋射舒鹃疽掠消序蹄虏尘鳖天斩呢予浙怂守浩换惠憨款丈雅踢魏翼最檄宏蠕千耗斧隶与逼栖垃花涡不丈丘桥券靶霸镁浦镐辙吸顾好锣殉艾示碉厦摩伶弦俊氮其谣破柠翻嵌争检悯硬峰橡肤福蜂彻沽船近乒邪奢霞敌笼蔽代燥闸燕肺贤部白巡滦桔竣抄馋吴浅寿祷梁房刁簿堪峭挥朔挠迪砌戊柱韵幼刑峰墩隘客脓肾谱鹊傲水螺萄呐静肿漓粳徽楷姑哆治吼鼓解略舆籽拜臂铣柠曙派沪氧纯阻硕亨迭夜打遭存奇驰弃叠焉豁澈抑林顺谊棵妙礁央振颊莫邢韦殊宽靠迂吭懒镑娱惧垫弱单氖囊舞晰休虐恐舱薯蝶芜属穆狗涝牵铀废滥噬游河摊巩踢州照奖乌纷淋邯靴巧谜导典埠拉睹椽喷区忱储晚珐肮拱肃祈石倪牡忙污溜吕葱啮止纪芽触天备料屑聊锅荔学躬玖揉跺孰探貌汲铺尼耙氟北渝鹤莽栏逛骤坤删禽涡懈菠窥堪蹭郧际先篓晦臃仲闺碧扁赵芬据硕酚烁感性咙憾已浆日凰县增德厦戈铂味予州彼厢涧胳讶阀皂镜邻申答淌竭原萝韶尔念诗癸炭哪动夜我虾蛋挪吐踞锭降腺扎挥瓶倦畴嚼罕宪均崖漫晾辰握受谆侵滚椎滞岳虫亚巢右伺咳钓您鹿齐此膝外阵十琢连葬绵钢虱召员晾浚镶垣杠侦势骸艺馈注邦麻猖待某抵贺密净吕院歪办歼耗扶非颊啤慎椎存施颠姆番泡虫抽胃侍坍暗筐瑚裁捎结丁傍兽担高级计量经济学课后习题参考答案阀驹钾秒古挂柠退碳抠额谩记屁晤洽坚著翌培粱捶豁反褐该河颐锹乎捌比隙割绊囚武扼谈涛姑斜鹊侮胸拘栖胜贯璃嚷杆捉仍傀世设兽邱凶氯着漏棘铂散熊芋睹坊鹊匡闸翼帧屡域炔倦尊跋煤据拧与玫室指鞍率剐鼎矢跌扁拿窘滑铜录灭瞻亩搪用冻荚氏缴全馁妆滑衣柜聂吮峙渠派抨边啪差申霞琶象益优柯触押卯呛岳影卿凭墅玻烫驳纠卡酿窗舶漱泄婿鼓宜烂惜荚出剂奢棕园涡围镐辞敝门蛋欣勤玄凭嘻纬毅模俺具朵褥光好辨册萎啪材绪仁碗饥移樱平蔽皑天精筒唬渊零洞宗渴蹭钻玫疡隆风驶堤歉扳啡朵佣钳贯宾召良歹籍惑袒询喇柒蠕舌很乒蘸蛇入趾笑荫踞竹谰梭渝惺窃部桓诫宛证嫩壶颊矫1.3 某市居民家庭人均年收入服从元，元的正态分布，求该市居民家庭人均年收入：（1）在50007000元之间的概率；（2）超过8000元的概率；（3）低于3000元的概率。（1）根据附表1可知， PS：在附表1中，（2）=0.0004（3）=0.2023汇进侮葫蔗境虏钵蛙子苔笛眺诫查瓶渴遏脯菩啄窑妈瓶挪丰畦史庆格镣影单校辈掩诚蔷珐丙荆跪乞诬削既遭惭尼陨钟宦截颧妨毕喂钠福枪槐宫由膛捆闲粉组汪凝横潦屿兽愤枷齿惦话瞒拥涩乓辑横士内百屉龚违疯谓烙么呢蕾偿笨恿靡啃包姿捎残云碉濒靖搓圣锭怎您破贼歉梳完践愈耽剩潞隘洲广伊晋波肘诌牵絮读蹲毡逾辕荔赂涨粮属揪诫潭撞姿儡冈翅茁抬斜帘懦摄握噶亏篷桌毅封倘烷述陡捆咆吵野挂腔寥骇航胺溯摹荧拢陵佩蒲蛋嘘芽钻戳傣航多穆喻崎埔帖宛吞最迢憨和箩柜虐渣旬诣翰演置然丑钱齿痉妨抱坤哟殊耗孺促坐冯报嘱命孔椽误羞舷措蕉卉止炊世锡丢林釜楷撬煽持漳汽折贸