某企業(yè)有關(guān)職工工資的時(shí)間數(shù)列數(shù)據(jù)如表6—3所示。
對該企業(yè)的工資總額進(jìn)行模型趨勢分析,得到的趨勢方程為:t=2558.07+1322.31t(2003年,t=1),則以下正確的是()。
A.時(shí)問t每增加1年,則該企業(yè)的工資總額就增加1322.31萬元
B.時(shí)間t每增加1年,則該企業(yè)的工資總額平均增加1322.31萬元
C.據(jù)此模型預(yù)測2009年該企業(yè)的工資總額應(yīng)為11814.24萬元
D.據(jù)此模型可計(jì)算出2008年的實(shí)際值與趨勢值之間的殘差為一86.93萬元
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設(shè)已知某公司1996年至2004年的產(chǎn)品銷售額資料如表6—4所示。
A.歷年銷售額資料齊全
B.銷售額屬于時(shí)期總量指標(biāo)
C.歷年銷售額都是增加的
D.各年銷售額的增長量大體相等
設(shè)已知某公司1996年至2004年的產(chǎn)品銷售額資料如表6—4所示。
A.長期趨勢
B.統(tǒng)計(jì)誤差
C.循環(huán)波動
D.不規(guī)則變動
某公司1995~2002年的產(chǎn)品銷售資料如表6—5所示。
A.77.3%×10.3%×11.6%×35.4%
B.(77.3%×10.3%×11.6%×35.4%)-100%
C.177.3%×110.3%×111.6%×135.4%
D.(177.3%×110.3%×111.6%×135.4%)-100%
某公司1995~2002年的產(chǎn)品銷售資料如表6—5所示。
A.0.354
B.3.824
C.2.824
D.1.354
A.是由序時(shí)平均數(shù)組成的
B.是由一般平均數(shù)組成的
C.其項(xiàng)數(shù)一定少于原數(shù)列
D.其基本發(fā)展趨勢同原數(shù)列不一致
E.其基本發(fā)展趨勢同原數(shù)列一致
A.累計(jì)增長量除以基期水平
B.環(huán)比增長速度的連乘積
C.環(huán)比發(fā)展速度的連乘積減1(或100%)
D.定基發(fā)展速度減l(或100%)
E.逐期增長量分別除以基期水平
A.年末產(chǎn)品庫存量
B.產(chǎn)品合格率
C.人口密度
D.職工工資水平
E.人均國內(nèi)生產(chǎn)總值
A.增長量
B.發(fā)展速度
C.增長速度
D.平均增長量
E.平均發(fā)展速度
A.時(shí)間序列數(shù)據(jù)不一定按數(shù)據(jù)的時(shí)間先后順序排列
B.發(fā)展速度和增長速度都是動態(tài)相對指標(biāo)
C.長期趨勢分析方法中的回歸方程法中的參數(shù)可以用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)
D.指數(shù)平滑法中的乎滑系數(shù)可以大于1但不能小于0
E.季節(jié)變動分析方法中的回歸方程法消除法消除了長期趨勢的影響
A.定基增長速度是環(huán)比增長速度之和
B.定基增長速度是環(huán)比增長速度的連乘積
C.各環(huán)比增長速度加1后的連乘積減1
D.各環(huán)比增長速度減1后的連乘積減1
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如果采用三項(xiàng)移動平均修勻時(shí)間序列,那么所得修勻序列比原序列首尾各少二項(xiàng)數(shù)值。
在編制物量指數(shù)時(shí),要以商品的數(shù)量作為權(quán)數(shù)。
定基發(fā)展速度等于相應(yīng)各個(gè)環(huán)比發(fā)展速度的連乘積,所以定基增長速度也等于相應(yīng)各個(gè)環(huán)比增長速度的連乘積。
定基增長速度等于()。
產(chǎn)品1的市場價(jià)格存在比較明顯的()。
下列說法中正確的有()
一個(gè)包含長期趨勢的時(shí)間序列在進(jìn)行季節(jié)變動分析時(shí)應(yīng)先消除長期趨勢的影響。
下述數(shù)據(jù)中,不屬于時(shí)間序列的是()。
已知環(huán)比增長速度為6.1%、5.8%、6.0%和5.7%,則定基增長速度為:()。
采用移動平均法對時(shí)問數(shù)列修勻后所得到的一個(gè)新的時(shí)問數(shù)列()。