計量經濟學試題(20200916131644)

1、計量經濟學入門期末模擬試題B一名詞解釋（共20分，每小題4分） 1計量經濟學2最小二乘法3虛擬變量4工具變量法5聯(lián)立方程的識別二簡答題（共30分，每小題6分）1應用最小二乘法應滿足的古典假定2計量經濟學解決問題的步驟3序列相關性存在的原因4回歸分析中經濟結構檢驗的步驟5隨機擾動的特性三計算分析（30分）1.請根據下面的資料，研究河北省農民收入與消費問題。要求：（1 ）建立回歸模型，（列出表格和計算公式，檢驗只進行經濟意義和擬合優(yōu)度檢驗）（2）若2008年的河北省農民人均純收入3200元，請預測2008的河北省農民人均生活消費支出。年份項目 199419952003農民人均純收入（百元） 生活消

2、費支出（百元）1996199719981999200020012002111721232424252627298111414131314141516四論述題（20分）1簡述異方差性的含義、來源、后果并寫出結合檢驗方法的檢驗步驟。計量經濟學入門期末模擬試題B答案一、名詞解釋1計量經濟學是融合數學、統(tǒng)計學及經濟理論，結合研究經濟行為和現象的理論和實務。2最小二乘法：使全部觀測值的殘差平方和為最小的方法就是最小二乘法。3虛擬變量：在經濟生活研究中，有一些暫時起作用的因素。如戰(zhàn)爭、天災、人禍等，這些 因素在經濟中不經常發(fā)生，但又帶有相同特性，經濟學家把這些不經常發(fā)生的、又起暫時影 響作用的稱為虛擬變量

3、。4工具變量法：工具變量法是以適當的預定變量為工具變量代替結構方程中作為解釋變量的 內生變量，以減少隨機項 與解釋變量之間的相關性。5聯(lián)立方程的識別：構成聯(lián)立方程的單個方程在其聯(lián)立方程中具有唯一的統(tǒng)計形式，則此方 程叫做可識別，否則叫做不可識別。若聯(lián)立方程中的每一個方程都可識別，這個聯(lián)立方程叫 做可識別，否則叫做不可識別。二、簡答題1應用最小二乘法應滿足的古典假定答：（1）隨機項的均值為零；（2）隨機項無序列相關和等方差性；（3）解釋變量是非隨機的，如果是隨機的則與隨機項不相關；（4）解釋變量之間不存在多重共線性。2運用計量經濟學方法解決經濟問題的步驟答：1 ）建立模型；2）估計參數；3）驗證

4、理論；4）使用模型3序列相關存在的原因序列相關： 即隨機項U和以前的其它項有關。則稱為序列相關或自相關。存在的原因：首先，在經濟生活的問題和時間上具有連續(xù)型，即時間上的重復性反復性，因此，解釋變量 帶有相關性。其次，建立選用模型的錯誤，使的解釋變量相關。最后，建立模型時，隨機項帶有自相關性，也使得序列帶有自相關性。4回歸分析中經濟結構檢驗的方法 提出了如下的檢驗方法： 首先合并兩個樣本， 構成觀測值個數為 +的樣本，對模型(4.25 )進行回歸，得回歸方程為:，這里k為解釋變量的個數。分別對(4.25 )進行回歸分析，得回歸方程分別為(4.26 ) 、，其自由度分別為1和1。(4.28)求得殘

5、差平方和，其自由度為+ 1 其次，利用上面給定的兩個小樣本， 和(4.27 )，計算得殘差平方和分別為 然后，根據以上得出的各殘差平方和，構造如下統(tǒng)計量：-F(1, + -22) (4.29)4.29 )檢驗(4.26 )、(4.27 )的顯著異同，即檢驗假設：(0, 1,2,)(如=0.05 , =0.01),查第一自由度為 1,第二自由度為 + -22 的F分布表,認為(4.26 )、( 4.27 )有顯著差異，即兩個樣本反映的兩個經濟關系顯著不同,利用統(tǒng)計量( 給定顯著水平 得臨界值。 若，拒絕， 我們說經濟結構發(fā)生了變化；反之，我們認為經濟結構關系比較穩(wěn)定。5隨機擾動項 卩的一些特性：

6、1.眾多因素對被解釋變量 丫的影響代表的綜合體；2 .對丫的影響方向應該是各異的，有正有負；3.由于是次要因素的代表，對 丫的總平均影響可能為零;4 .對丫的影響是非趨勢性的，是隨機擾動的。三計算分析題1.請根據下面的資料，研究河北省農民收入與消費問題。年份1996199719981999200020012002111721232424252627298111414131314141516項目 199419952003農民人均純收入(百元) 生活消費支出(百元)由經濟理論可知，農民生活消費支出與其純收入之間具有相關關系。農民生活消費支出的根 本來源在于其取得的純收入，因此農民人均純收入的增長是

7、其生活消費支出增加的原因。另 外，農民生活消費支出還受儲蓄、心理偏好等因素的影響，所以建立的模型是回歸模型。 設為農民生活消費支出，丫為農民人均純收入，則可建立如下回歸模型精選范本12/15/97 : 16:441994 2003:100.406238C 3.9784090.9051260.893266.0.7353800.0465001.0808674.326269-9.9999881.3291308.7362503.68075513.20000.2.2509262.3999980.00000.0062()2.46051576.322070.000023回歸方程為3.9784+0.4062(

8、3.6801) (8.7363)因為 T(a)=8.7363T0.025(8)=2.30676.3221F0.05(1,8)=5.32所以回歸方程及其系數是顯著的.R2=0.9051,說明回歸方程與樣本觀測值擬合優(yōu)度很好四論述題1.答：含義：對于回歸模型的隨機擾動項，若其他假定滿足，第二個假定不成立，同的觀測值中隨機項的方差不等于一個常數，（）= 常數（1, 2,，n）,（i j ）,這時我們就稱隨機擾動項具有異方差性。 來源：1.模型中略去的經濟變量 2.測量誤差 異方差性的后果：1 參數估計量仍然是線性無偏的，但不是有效的。 F分布之上的檢驗失效。3 估計量的方差增大，預測精度下降。 檢驗

9、：戈德菲爾德一夸特檢驗（一檢驗）簡稱G Q檢驗，是在1965年由和提出來的。也就是說在不）（U ）或者（Ut分布和這種檢2驗方法適用于大樣本的情況，通常要求容量n應為30或者觀測值的數目是所要估計參數的 倍以上（即樣本容量n要比模型中包含的解釋變量的個數大兩倍以上）。用該種方法對異方差性檢驗還要符合以下幾個條件：第一，隨機擾動項服從正態(tài)分布，且的方差隨著某一個解釋 變量的增加而增加；第二，隨機擾動項無序列相關，即E（）=0（i驗。j）。檢驗的方法主要是F檢1系。2檢驗原假設H0 :是等方差的，備選假設 H1 ：是異方差的, .將解釋變量的觀測值按絕對值由小到大的順序進行排列，G Q檢驗的具體步

10、驟如下：被解釋變量保持與的對應關.將上述排列在正中間的 c個值刪去，將剩下的個觀測值劃分為容量相等的兩個子樣本，,其中的一個子樣本是相應觀測值的較大部分，另一個是觀測值中每個子樣本的容量分別為較小的部分。這里應當注意的是：c值的確定不是隨意的，它是由和通過實驗的方法確定的。對于樣本容量n30時，刪去的觀測值數目c為整個樣本數目的1/4(例如樣本容量為48時， 12,除去的觀測值為12個，這時兩個子樣本的容量分別為=18個)。3 .對這兩個子樣本分別用最小二乘法求出回歸方程，然后分別計算出相應的殘差平方和。設 為樣本值較小的子樣本的殘差平方和，為樣本值較大的子樣本的殘差平方和，他們的自由度為，其中的k為計量模型中解釋變量的個數。4 .建立統(tǒng)計量：可以證明：21F()，即它服從自由度分別為的F分布。