計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末試題

1、、判斷正誤（20分）1. 隨機(jī)誤差項Ui和殘差項ei是一回事。（F ）2. 給定顯著性水平a及自由度，若計算得到的t值超過臨界的t值，我們將接受零假設(shè)（卩）_ _3. 利用OLS法求得的樣本回歸直線Y? bl b2Xt通過樣本均值點(diǎn)（X，Y）。（ T ）2 14. 判定系數(shù) R TSS ESS。（ F ）5. 整個多元回歸模型在統(tǒng)計上是顯著的意味著模型中任何一個單獨(dú)的變量均是統(tǒng)計顯著的。（F ）26. 雙對數(shù)模型的 R值可以與對數(shù)線性模型的相比較，但不能與線性對數(shù)模型的相比較。（T ）7. 為了避免陷入虛擬變量陷阱，如果一個定性變量有 m類，則要引入 m個虛擬變量。（F ）8. 在存在異方差情

2、況下，常用的OLS法總是高估了估計量的標(biāo)準(zhǔn)差。（T）9. 識別的階條件僅僅是判別模型是否可識別的必要條件而不是充分條件。（T）10. 如果零假設(shè)Ho： B2=0，在顯著性水平5%下不被拒絕，則認(rèn)為B2一定是0。 （ F ）六、什么是自相關(guān)？杜賓一瓦爾森檢驗的前提條件和步驟是什么？ （15分）解：自相關(guān)，在時間（如時間序列數(shù)據(jù)）或者空間（如在截面數(shù)據(jù)中）上按順序排列的 序列的各成員之間存在著相關(guān)關(guān)系。在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中指回歸模型中隨機(jī)擾動項之間存在相關(guān)關(guān)系。用符號表示：cov（Ui,Uj） E uiuj0i j杜賓一瓦爾森檢驗的前提條件為：（1）回歸模型包括截距項。（2）變量X是非隨機(jī)變量。（3）擾

3、動項ut的產(chǎn)生機(jī)制是utut 1 vt（ 11,表示自相關(guān)系數(shù)）上述這個描述機(jī)制我們稱為一階自回歸模型，通常記為AR（1）。（4）在回歸方程的解釋變量中，不包括把因變量的滯后變量。即檢驗對于自回歸模型是不 使用的。杜賓一瓦爾森檢驗的步驟為：（1）進(jìn)行OLS的回歸并獲得et。計算d值。（3）給定樣本容量n和解釋變量k的個數(shù)，從臨界值表中查得 dL和du。（4）根據(jù)相應(yīng)的規(guī)則進(jìn)行判斷。一、判斷正誤（20分）1. 回歸分析用來處理一個因變量與另一個或多個自變量之間的因果關(guān)系。（F ）2. 擬合優(yōu)度R2的值越大，說明樣本回歸模型對總體回歸模型的代表性越強(qiáng)。3. 線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)

4、線性關(guān)系。4. 引入虛擬變量后，用普通最小二乘法得到的估計量仍是無偏的。 （ T ）5. 多重共線性是總體的特征。 （ F ）6. 任何兩個計量經(jīng)濟(jì)模型的 R2 都是可以比較的。 （ F ）7. 異方差會使 OLS 估計量的標(biāo)準(zhǔn)誤差高估，而自相關(guān)會使其低估。 （ F ）8. 杜賓瓦爾森檢驗?zāi)軌驒z驗出任何形式的自相關(guān)。 （ F ）9. 異方差問題總是存在于橫截面數(shù)據(jù)中，而自相關(guān)則總是存在于時間序列數(shù)據(jù)中。 （ F ）10. 內(nèi)生變量的滯后值仍然是內(nèi)生變量。 （ F ）、選擇題（ 20 分）1. 在同一時間不同統(tǒng)計單位的相同統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)組合，是（ D ）A. 原始數(shù)據(jù) B. Pool 數(shù)據(jù)

5、C. 時間序列數(shù)據(jù) D. 截面數(shù)據(jù)2. 下列模型中屬于非線性回歸模型的是（ C ）A. Y 0 1 ln X uB. Y 01X2Z uC.D. Y0 1 /X u3. 半對數(shù)模型 Y1 ln Xu 中，參數(shù) 1 的含義是（ C ）A. X 的絕對量變化，引起 Y 的絕對量變化B. Y關(guān)于X的邊際變化C. X 的相對變化，引起 Y 的期望值絕對量變化D. Y 關(guān)于 X 的彈性4. 模型中其數(shù)值由模型本身決定的變量是（ B ）A、外生變量B、內(nèi)生變量C、前定變量D、滯后變量5. 在模型Yt12X2t 3X3tUt的回歸分析結(jié)果報告中，F(xiàn)統(tǒng)計量的p值0.0000，則表明（C ）A. 解釋變量X2t

6、對Yt的影響是顯著的B. 解釋變量 X3t 對 Yt 的影響是顯著的C. 解釋變量X2t和X3t對Yt的聯(lián)合影響是顯著的D. 解釋變量X2t和X3t對Yt的聯(lián)合影響不顯著6. 根據(jù)樣本資料估計人均消費(fèi)支出Y對人均收入X的回歸模型為lnY? 2°° °.75lnXi，這表明人均收入每增加1 %，人均消費(fèi)支出將增加（B ）A. 0.2% B. 0.75%C. 2%D. 7.5%7. 如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計量是（A ）A.無偏的，非有效的B.有偏的，非有效的C.無偏的，有效的D.有偏的，有效的8. 在回歸模型滿足 DW檢驗的前提條件下，當(dāng)d統(tǒng)計量等于

7、2時，表明（C ）A.存在完全的正自相關(guān)B.存在完全的負(fù)自相關(guān)C.不存在自相關(guān)D.不能判定9. 將一年四個季度對被解釋變量的影響引入到包含截距項的回歸模型當(dāng)中，則需要引入虛擬變量的個數(shù)為（C ）A. 5B. 4C. 3D. 210. 在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中，對模型中的每一個隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最小二乘法得到的估計參數(shù)是（B ）A.有偏但一致的 B.有偏且不一致的C.無偏且一致的D.無偏但不一致的三、下表給出了三變量模型的回歸的結(jié)果：（10分）方差來源平方和自由度（d.f）平方和的均值（MSS）來自回歸（ESS）106.58253.29來自殘差（RSS）1.8170.106總離差（TSS）108.

8、3819注：保留3位小數(shù)，可以使用計算器。在5%的顯著性水平下，本題的 F4451.2.3.完成上表中空白處內(nèi)容。求R2與R2。利用F統(tǒng)計量檢驗X2和X3對Y的聯(lián)合影響，寫出簡要步驟。答案：1.見題2 ESS106.58R0.9822.TSS108.382R 1(1R2)n11 (1190.982)0.980nk173.可以利用F統(tǒng)計量檢驗X2 和 X3對Y的聯(lián)合影響。ESS/2RSS/1753.290.106502.736FR2/(k 1)(或 (1R2)/( n k)因為F F 4.45 , X2和X3對丫的聯(lián)合影響是顯著的。一、判斷正誤（10分）1、 隨機(jī)變量的條件均值與非條件均值是一回事。（錯）2、 線性回歸模型意味著變量是線性的。（錯）3、ESS TSS RSS。（錯）4、對于多元回歸模型，如果聯(lián)合檢驗結(jié)果是統(tǒng)計顯著的則意味著模型中任何一個單獨(dú) 的變量均是統(tǒng)計顯著的。（錯）5、 雙對數(shù)模型中的斜率表示因變量對自變量的彈性。（對）6、 為了避免陷入虛擬變量陷阱，如果一個定性變量有m類，則要引入 m個虛擬變量。（錯）7、 如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計量是有偏無效的。（錯）8、在存在接近多重共線性的情況下，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差會趨于變小，相應(yīng)的t值會趨于變大。（錯）9、 在任何情況下OLS估計量都是待估參數(shù)的最優(yōu)線性無偏估計。（錯）10、一個聯(lián)立方程模型