必做計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末試題2(附答案)

1、第二套一、單項(xiàng)選擇題1、把反映某一總體特征的同一指標(biāo)的數(shù)據(jù)，按一定的時(shí)間順序和時(shí)間間 隔排列起來(lái)，這樣的數(shù)據(jù)稱(chēng)為（B ）A. 橫截面數(shù)據(jù)B.時(shí)間序列數(shù)據(jù)C. 修勻數(shù)據(jù)D.原始數(shù)據(jù)2、多元線性回歸分析中，調(diào)整后的可決系數(shù)斤$與可決系數(shù)疋之間的關(guān)系 （A ）A. B R2>R2n-kC. R2 >0D.n-13、半對(duì)數(shù)模型乙= 0+0JX,+他中，參數(shù)足的含義是（D ）A. y關(guān)于x的彈性B. X的絕對(duì)量變動(dòng)，引起Y的絕對(duì)量變動(dòng)C. Y關(guān)于X的邊際變動(dòng)D. X的相對(duì)變動(dòng)，引起Y的期望值絕對(duì)量變動(dòng)4、已知五元標(biāo)準(zhǔn)線性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為>：=800,樣本容量 為46,則隨機(jī)誤

2、差項(xiàng)©的方差估計(jì)量&，為（D ）A. 33.33B. 40C. 38.09D. 205、現(xiàn)用OL5法得到的樣本回歸直線為X - A十禺X,十以下說(shuō)法不正確 的是（B ）A. = 0B. Cov（ 丿工 0cY =Yd.（x,r）在回歸直線上6、Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)法可用于檢驗(yàn)（A ）A. 異方差性B.多重共線性 C.序列相關(guān)D.設(shè)定誤差7、用于檢驗(yàn)序列相關(guān)的DW統(tǒng)計(jì)量的取值范圍是（D ）A. 0<,DW<lB.-1DV¥<1C. -2<DW<2D.0<DW<48、對(duì)聯(lián)立方程組模型估計(jì)的方法主要有兩類(lèi)，即（A ）

3、A. 單一方程估計(jì)法和系統(tǒng)估計(jì)法B. 間接最小二乘法和系統(tǒng)估計(jì)法C. 單一方程估計(jì)法和二階段最小二乘法D. 工具變量法和間接最小二乘法9、在模型丫嚴(yán)隊(duì)+卩叢沁卩/沙生的回歸分析結(jié)果報(bào)告中，有尸二263489.23,尸的p值=（）.00000（）,則表明（C ）A、解釋變量X"對(duì)匕的影響是顯著的E、解釋變量對(duì)匕的影響是顯著的C、解釋變量X?和乂引對(duì)匕的聯(lián)合影響是顯著的.D、解釋變量X"和禺對(duì)乙的影響是均不顯著10、如果回歸模型中解釋變量之間存在完全的多重共線性，則最小二乘估計(jì) 量的值為（ A ）A.不確定，方差無(wú)限大 B.確定、方差無(wú)限大C.不確定，方差最小D.確定，方差最小

4、在序列自相關(guān)的情況下，參數(shù)估計(jì)值仍是無(wú)偏的，其原因 是（C ）A.無(wú)多重共線性假定成立B.同方差假定成立C.零均值假定成立D.解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)假定成立11、應(yīng)用DW檢驗(yàn)方法時(shí)應(yīng)滿足該方法的假定條件，下列不是其假定條件 的為（ B ）A.解釋變量為非隨機(jī)的B.被解釋變量為非隨機(jī)的C.線性回歸模型中不能含有滯后內(nèi)生變量D.隨機(jī)誤差項(xiàng)服從-階自回歸12、在具體運(yùn)用加權(quán)最小二乘法時(shí)，如果變換的結(jié)果是X則VarM）是下列形式中的哪一種?（B ）A.（j2x B.（J2X2 C.（Jyx D.（j2 log X13、經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)大多存在序列相關(guān)性，在分布滯后模型中，這種序列相關(guān)性就轉(zhuǎn)化

5、為（B ）A.異方差問(wèn)題C.序列相關(guān)性問(wèn)題B. 多重共線性問(wèn)題D.設(shè)定誤差問(wèn)題14、關(guān)于自適應(yīng)預(yù)期模型和局部調(diào)整模型，下列說(shuō)法錯(cuò)誤的有（D ） A.它們都是由某種期望模型演變形成的B. 它們最終都是一階自回歸模型C. 它們的經(jīng)濟(jì)背景不同D. 都滿足古典線性回歸模型的所有假設(shè)，故可直接用OLS方法進(jìn)行估計(jì)15、設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)中，消費(fèi)支出不僅與收入X有關(guān)，而且與消費(fèi)者的 年齡構(gòu)成有關(guān)，若將年齡構(gòu)成分為小孩、青年人、成年人和老年人4個(gè)層次。假 設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，考慮上述年齡構(gòu)成因素的影響時(shí)，該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變 量的個(gè)數(shù)為（C ）A.1個(gè)E.2個(gè)C.3個(gè) D.4個(gè)16、個(gè)人保健支出的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

6、為：乙=0 +冬/ + 0匕+叫，其中乙為 保健年度支出；X,為個(gè)人年度收入；虛擬變量2產(chǎn)；賽¥上；叫滿足古典 假定。則大學(xué)以上群體的平均年度保健支出為（B ）DeA. E(Yt X“ D2i = 0)= q + pXfB.E(Yt XMD2/ = 1) = q + 色 + 卩X、C.務(wù) + a217、在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中，對(duì)模型中的每一個(gè)隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最 小二乘法得到的估計(jì)參數(shù)是（B ）A.有偏且一致的B.有偏不一致的C. 無(wú)偏但一致的D.無(wú)偏且不一致的18、下列宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中投資（I）函數(shù)所在方程的類(lèi)型為（D ）XY + A + Q< C嚴(yán)勺+ 67必+叫I嚴(yán)久+

7、昭卩必+5A.技術(shù)方程式B. 制度方程式5#C.恒等式行為方程式#19、在有M個(gè)方程的完備聯(lián)立方程組中，若用H表示聯(lián)立方程組中全部 的內(nèi)生變量與全部的前定變量之和的總數(shù)，用M表示第"個(gè)方程中內(nèi)生變量與前 定變量之和的總數(shù)時(shí)，第i個(gè)方程過(guò)度識(shí)別時(shí)，則有公式（A ）成立。A.B.C. H-Nj = OD. H20、對(duì)自回歸模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，假定原始模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)滿足古典線性 回歸模型的所有假設(shè)，則估計(jì)量是一致估計(jì)量的模型有（B ）A. 庫(kù)伊克模型B. 局部調(diào)整模型C. 自適應(yīng)預(yù)期模型D. 自適應(yīng)預(yù)期和局部調(diào)整混合模型二.多項(xiàng)選擇題1、設(shè)一階自回歸模型是庫(kù)伊克模型或自適應(yīng)預(yù)期模型，估計(jì)模型

8、時(shí)可用工 具變量替代滯后內(nèi)生變量，該工具變量應(yīng)該滿足的條件有（AE ）A.與該滯后內(nèi)生變量高度相關(guān)B.與其它解釋變量高度相關(guān)C. 與隨機(jī)誤差項(xiàng)高度相關(guān)D.與該滯后內(nèi)生變量不相關(guān)E. 與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)2、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的檢驗(yàn)一般包括內(nèi)容有（ A BCD ）A、經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)B、統(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)C、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)D、預(yù)測(cè)檢驗(yàn)E、對(duì)比檢驗(yàn)3、以下變量中可以作為解釋變量的有（ ABCDE ）A.外生變量E.滯后內(nèi)生變量C.虛擬變量D. 前定變量E.內(nèi)生變量4、廣義最小二乘法的特殊情況是（BD ）A.對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換B.加權(quán)最小二乘法C.數(shù)據(jù)的結(jié)合D.廣義差分法E. 增加樣本容量5、對(duì)美國(guó)儲(chǔ)蓄與收入關(guān)

9、系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分成兩個(gè)時(shí)期分別建模，重建時(shí) 期是19461954;重建后時(shí)期是19551963,模型如下：重建時(shí)期：r, =/t1 + A2xf+/lr重建后時(shí)期：乙=人+人+“寸關(guān)于上述模型，下列說(shuō)法正確的是（ABCD ）A.人=人,人=人時(shí)則稱(chēng)為重合回歸 B.人時(shí)稱(chēng)為平行回歸C.人=人，人工人時(shí)稱(chēng)為共點(diǎn)回歸D.入工為，心式人時(shí)稱(chēng)為相異回歸e.a1a39a2=a4時(shí)，表明兩個(gè)模型在統(tǒng)計(jì)意義上無(wú)差異三.判斷題（判斷下列命題正誤，并說(shuō)明理由）1、線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數(shù)。錯(cuò)線性回歸模型本質(zhì)上指的是參數(shù)線性，而不是變量線性.同時(shí)，模型與 函數(shù)不畏同一回事.2、多重共線性問(wèn)題是隨

10、機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)違背古典假定引起的。錯(cuò)應(yīng)該是解釋變量之間高度相關(guān)引起的。3、通過(guò)虛擬變量將屬性因素引入計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，引入虛擬變量的個(gè)數(shù)與樣 本容量大小有關(guān)。錯(cuò)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)樣本容量大小無(wú)關(guān)，與變量屬性，模型有無(wú)截距項(xiàng)有關(guān).4、雙變量模型中，對(duì)樣本回歸函數(shù)整體的顯著性檢驗(yàn)與斜率系數(shù)的顯著性 檢驗(yàn)是一致的。正確要求最好能夠?qū)懗鲆辉€性回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量與統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系，即F = F 的來(lái)歷；或者說(shuō)明一元線性回歸僅有一個(gè)解釋變量，因此對(duì)斜率系數(shù)的/檢 驗(yàn)等價(jià)于對(duì)方程的整體性檢驗(yàn).5、如果聯(lián)立方程模型中某個(gè)結(jié)構(gòu)方程包含了所有的變量，則這個(gè)方程不可 識(shí)別。正確沒(méi)有唯一的統(tǒng)計(jì)形式7四.計(jì)算題1、家庭消費(fèi)支出（Y）

11、、可支配收入（X】）、個(gè)人個(gè)財(cái)富（X、）設(shè)定模型如下：匕=00 + Axb + M回歸分析結(jié)果為：LS / Dependent Variable is YDate: 18/4/05 Time: 15:18Sample: 110Included obsen-ations: 10AanableCoefficientStd. ErrorT-StatisticPiob.C24.40706 99730.0101X-034010.47850.5002X30.08230 04580.1152R-squaredMean dependent var111.1256Adjusted R-sqiiaredS.D.

12、dependent var31.4289S.E. of regressionAka ike info cntenon4.1338Sum squared resid342.5486Schwartz cntenon4.2246Loglikelihood-31.8585F«statisticDurbin-Watson stat2.4382Prob(F-statistic)0.0001回答下列問(wèn)題（1）請(qǐng)根據(jù)上表中已有的數(shù)據(jù)，填寫(xiě)表中畫(huà)線處缺失結(jié)果（注意給出計(jì)算步驟）;（2）模型是否存在多重共線性？為什么？（3）模型中是否存在自相關(guān)？為什么？在0.05顯著性水平下，dl和du的顯著性點(diǎn)k&#

13、39;二 1F 二2ndldudldu90.8241.320. 6291.699100.8791.320. 6971.641110.9271. 3240.6581.604答：（1）AanableCoefficientStd EitotT-StatisticProb.c24.40706.99733.48810.0101x2 0.340104785-0.71080 5002x20.08230.04581.79690.1152R-sqiiared0.9615Mean dependent var111.1256Adjusted R-squaied0.9505S.D. dependent var31.4

14、289S.E. of regression6.5436Akaike mfb critenon41338Sum squared resid342.5486Schwartz cntenon4.2246Log likelihood-31.8585F-statistic873336Durbin-Watson stat2.4382Piob(F-statistic)0.0001(2)存在多重共線性；尸統(tǒng)計(jì)量和用顯示模型很顯著，但變量的/檢驗(yàn)值都偏小.(3 ) n=10, k=2,查表dL=0.697; du=1.641; 4-dL=3.303; 4-du=2.359.DW=2.4382>2.359,

15、因此模型存在一階負(fù)自相關(guān).2、根據(jù)某城市19781998年人均儲(chǔ)蓄與人均收入的數(shù)據(jù)資料建立了如下回 歸模型：y =-2187.521+ 1.6843Xse= ( 340.0103 ) ( 0.0622 )R2 = 0.9748,= 1065.425, DW = 0.2934, F = 733.6066試求解以下問(wèn)題：(1 )取時(shí)間段19781985和1991 一1998,分別建立兩個(gè)模型。模型 1： y =-145.4415+ 0.3971Xt= ( -8.7302 ) ( 25.4269 )R = 0.990& 工才=1372.202模型 2: y = -4602.365 + 1.9

16、525%t= ( -5.0660 ) ( 18.4094 ：'R2 = 0.9826,工£=5811189計(jì)算 F 統(tǒng)計(jì)量，即 F工才=5811189/ 1372.202 = 4334.9370 ,給定a = 0.05 ,查F分布表，得臨界值化05(6,6) = 4.28。請(qǐng)你繼續(xù)完成上述工作，并 回答所做的是一項(xiàng)什么工作，其結(jié)論是什么？(2)利用y對(duì)x回歸所得的殘差平方構(gòu)造一個(gè)輔助回歸函數(shù)：d； = 242407.2+ 1.22990-,-1.4090a,L2 +1.01883R2 =0.5659,計(jì)算(n- p)R2 = 18*0.5659 = 10.1862給定顯著性水

17、平a = 0.05 ,查才分布表，得臨界值Zoo5(3) = 7.81,其中，自由 度請(qǐng)你繼續(xù)完成上述工作，并回答所做的是一項(xiàng)什么工作，其結(jié)論是什 么？(3)試比較(1)和(2)兩種方法，給出簡(jiǎn)要評(píng)價(jià)。答：(1)這是異方差檢驗(yàn)，使用的是樣本分段擬和(Goldf£ldQuant ),F =4334.937 >4.28,因此拒絕原假設(shè)，表明模型中存在異方差.(2) 這是異方差 ARCH 檢驗(yàn)，(n-p丹=18*0.5659 = 10.1862>7.81,所 以拒絕原假設(shè)，表明模型中存在異方差.(3) 這兩種方法都是用于檢驗(yàn)異方差.但二者適用條件不同：A. Goldfeld-Q

18、uant要求大樣本；擾動(dòng)項(xiàng)正態(tài)分布；可用于截面數(shù)據(jù)和時(shí) 間序列數(shù)據(jù).B、ARCH檢驗(yàn)僅適宜于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，且其漸進(jìn)分布為F分布.3、Sen和Srivastava ( 1971 )在研究貧富國(guó)之間期望壽命的差異時(shí)，利用101個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)，建立了如下的回歸模型：Y = -2.40 + 9.39 In Xt 一 3.36(0 (In Xt 一 7)(4.37) (0.857)(2.42)R2=0.752其中：X是以美元計(jì)的人均收入；y是以年計(jì)的期望壽命；Sen和Srivastava認(rèn)為人均收入的臨界值為1097美元(加1097 = 7 ),若人均收入超過(guò)1097美元，則被認(rèn)定為富國(guó)；若人均收入低于1097美元，被認(rèn)定為貧窮國(guó)。(括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為對(duì)應(yīng)參數(shù)估計(jì)值的t值)。(1) 解釋這些計(jì)算結(jié)果。(2) 回歸方程中引入D(lnX,-7)的原因是什么？如何解釋這個(gè)回歸解釋變 量？(3) 如何對(duì)貧窮國(guó)進(jìn)行回歸？又如何對(duì)富國(guó)進(jìn)行回歸？解：(1)由/nX=l=>X =2.7183,也就是說(shuō)，人均收入每增加1.7183倍， 平均意義上各國(guó)的期望壽命會(huì)增加939歲.若當(dāng)為富國(guó)時(shí)，D(=l,則平均意義 上，富國(guó)的人均收入每增加1.7183倍，其期望壽命就會(huì)減少336歲，但