(完整版)西南財經(jīng)大學(xué)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末考試試題

1、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一答案5.西南財經(jīng)大學(xué)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末考試試題計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一 2.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二11計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二答案1.3計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三16計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案1.9計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四24計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四答案26計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一課程號：課序號：開課系：數(shù)量經(jīng)濟(jì)系一、判斷題（20分）1.線性回歸模型中，解釋變量是原因，被解釋變量是結(jié)果。（）2多元回歸模型統(tǒng)計顯著是指模型中每個變量都是統(tǒng)計顯著的。（）3.在存在異方差情況下，常用的 OLS法總是高估了估計量的標(biāo)準(zhǔn)差。（）4總體回歸線是當(dāng)解釋變量取給定值時因變量的條件均值的軌跡。（）5.線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。（）26判

2、定系數(shù)R2的大小不受到回歸模型中所包含的解釋變量個數(shù)的影響。（）7. 多重共線性是一種隨機(jī)誤差現(xiàn)象。（）8. 當(dāng)存在自相關(guān)時，OLS估計量是有偏的并且也是無效的。（）9在異方差的情況下，OLS估計量誤差放大的原因是從屬回歸的 R2變大。（）210.任何兩個計量經(jīng)濟(jì)模型的R都是可以比較的。（）二. 簡答題（10）1.計量經(jīng)濟(jì)模型分析經(jīng)濟(jì)問題的基本步驟。（4分）（6分）2 .舉例說明如何引進(jìn)加法模式和乘法模式建立虛擬變量模型F面是我國1990-2003年GDP對M1之間回歸的結(jié)果。（5分）In (GDP) 1.37se(0.15)0.76In( M 1)()t()( 23)P t 1.7820.0

3、5自由度12;1 求出空白處的數(shù)值，填在括號內(nèi)。（2分）2 .系數(shù)是否顯著，給出理由。（3分）四. 試述異方差的后果及其補(bǔ)救措施。（10分）五. 多重共線性的后果及修正措施。（10分）六. 試述D-W檢驗(yàn)的適用條件及其檢驗(yàn)步驟？ （10分）七. （15分）下面是宏觀經(jīng)濟(jì)模型Mt C（1）*R C（2）* Y C 3 * It C 4 * Mt 1 utD It C 5 * Mt C 6 *Yt utCYt C 7 * It utA變量分別為貨幣供給M、投資I、價格指數(shù)P和產(chǎn)出Y。1.指出模型中哪些是內(nèi)是變量，哪些是外生變量。（5分）2 對模型進(jìn)行識別。（4分）3 指出恰好識別方程和過度識別方程

4、的估計方法。（6分）八、（20分）應(yīng)用題為了研究我國經(jīng)濟(jì)增長和國債之間的關(guān)系，建立回歸模型。得到的結(jié)果如下:Depe ndent Variable: LOG(GDP)Method: Least SquaresDate: 06/04/05 Time: 18:58Sample: 1985 2003In cluded observati ons: 19VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C6.030.1443.20LOG(DEBT)0.650.0232.80R-squared0.981Mean depe ndent var10.53Adjust

5、ed R-squared0.983S.D.dependent var0.86S.E. of regressi on0.11Akaike info criteri on-1.46Sum squared resid0.21Schwarz criteri on-1.36Log likelihood15.8F-statistic1075.5Durb in -Watson stat0.81Prob(F-statistic)0若k2,n 19,dL1.074,dU1.536,顯著性水平=0.05其中，GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，DEBT表示國債發(fā)行量。（1）寫出回歸方程。（2分）（2）解釋系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義？

6、（ 4分）3）模型可能存在什么問題？如何檢驗(yàn)？（ 7 分）4）如何就模型中所存在的問題，對模型進(jìn)行改進(jìn)？（ 7 分）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一答案一、判斷題（ 20 分）1 線性回歸模型中，解釋變量是原因，被解釋變量是結(jié)果。（ F）2多元回歸模型統(tǒng)計顯著是指模型中每個變量都是統(tǒng)計顯著的。（ F）3在存在異方差情況下，常用的 OLS 法總是高估了估計量的標(biāo)準(zhǔn)差。 （ F）4總體回歸線是當(dāng)解釋變量取給定值時因變量的條件均值的軌跡。（Y）5線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。（ F）26判定系數(shù) R10任何兩個計量經(jīng)濟(jì)模型的 R 都是可以比較的。 （ F ）二 簡答題（ 10）1計量經(jīng)濟(jì)模型分析

7、經(jīng)濟(jì)問題的基本步驟。（4 分）答：1）經(jīng)濟(jì)理論或假說的陳述 的大小不受回歸模型中所包含的解釋變量個數(shù)的影響。（F ）7多重共線性是一種隨機(jī)誤差現(xiàn)象。（ F）8當(dāng)存在自相關(guān)時， OLS 估計量是有偏的并且也是無效的。 （ F ）29在異方差的情況下， OLS 估計量誤差放大的原因是從屬回歸的R2 變大。（ F ）2）收集數(shù)據(jù)3）建立數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)模型4）建立經(jīng)濟(jì)計量模型5）模型系數(shù)估計和假設(shè)檢驗(yàn)6）模型的選擇7）理論假說的選擇8）經(jīng)濟(jì)學(xué)應(yīng)用2 舉例說明如何引進(jìn)加法模式和乘法模式建立虛擬變量模型。 答案：設(shè)Y為個人消費(fèi)支出；X表示可支配收入，定義(6分)12季度D2tD3t0其他103季度1甘皿D4t

8、其他04季度 其他如果設(shè)定模型為YtB1BqDnBsD3tB4 D4tBsXtUt此時模型僅影響截距項(xiàng)，差異表現(xiàn)為截距項(xiàng)的和，因此也稱為加法模型。如果設(shè)定模型為YtB1B2°2tB3°3tB4D4tB5XtB6 D2tXtB7D3t XtB8D4tXtUt此時模型不僅影響截距項(xiàng)，而且還影響斜率項(xiàng)。差異表現(xiàn)為截距和斜率的雙重變化，因此也稱為乘法模型。三.下面是我國1990-2003年GDP對M1之間回歸的結(jié)果。（5分）In (GDP)1.370.76ln( M 1)se(0.15)(0.033 )t(9.13)(23)P t 1.7820.05,自由度12;3.求出空白處的數(shù)

9、值，填在括-號內(nèi)。(2 分)4.系數(shù)是否顯著，給出理由。(3 分)答：根據(jù)t統(tǒng)計量，9.13和23都大于5%的臨界值，因此系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的。四.試述異方差的后果及其補(bǔ)救措施。（10分） 答案:t分布和F后果：OLS估計量是線性無偏的，不是有效的，估計量方差的估計有偏。建立在 分布之上的置信區(qū)間和假設(shè)檢驗(yàn)是不可靠的。補(bǔ)救措施：加權(quán)最小二乘法（WLS）BiB2XiUi1 假設(shè)2i已知，則對模型進(jìn)行如下變換:22 如果未知（1）誤差與Xi成比例：平方根變換。XiUi可見，此時模型同方差，從而可以利用OLS估計和假設(shè)檢驗(yàn)。(2)誤差方差和X'成比例。即2Ui2XiYBlXiUiB2XiXiX

10、iXi3. 重新設(shè)定模型:五多重共線性的后果及修正措施。（10分）1）對于完全多重共線性，后果是無法估計。對于高度多重共線性，理論上不影響OLS估計量的最優(yōu)線性無偏性。但對于個別樣本的估計量的方差放大，從而影響了假設(shè)檢驗(yàn)。實(shí)際后果：聯(lián)合檢驗(yàn)顯著，但個別系數(shù)不顯著。估計量的方差放大，置信區(qū)間變寬，t統(tǒng)計量變小。對于樣本內(nèi)觀測值得微小變化極敏感。某些系數(shù)符號可能不對。難以解 釋自變量對應(yīng)變量的貢獻(xiàn)程度。2） 補(bǔ)救措施：剔出不重要變量；增加樣本數(shù)量；改變模型形式；改變變量形式；利用先驗(yàn) 信息。六. 試述D-W檢驗(yàn)的適用條件及其檢驗(yàn)步驟？ （10分）答案：使用條件：1）回歸模型包含一個截距項(xiàng)。2）變量

11、X是非隨機(jī)變量。3）擾動項(xiàng)的產(chǎn)生機(jī)制:4）因變量的滯后值不能作為解釋變量出現(xiàn)在回歸方程中。檢驗(yàn)步驟1）進(jìn)行OLS回歸，并獲得殘差。2）計算D值。3）已知樣本容量和解釋變量個數(shù)，得到臨界值。4）根據(jù)下列規(guī)則進(jìn)行判斷：零假設(shè)決策條件無正的自相關(guān)拒絕0 d dL無正的自相關(guān)無法確定dL d du無負(fù)的自相關(guān)拒絕4 dL d 4無負(fù)的自相關(guān)無法決定4 dUd 4 dL無正的或者負(fù)的自相關(guān)接受du d 4 du七. （15分）下面是宏觀經(jīng)濟(jì)模型Mt C（1）* R C（2）* Yt C 3 * It C4*M uD It C 5 * Mt C 6 *Yt utCY C 7 * It utA變量分別為貨幣

12、供給 M、投資I、價格指數(shù)P和產(chǎn)出Y。4. 指出模型中哪些是內(nèi)生變量，哪些是外生變量。（5分）答：內(nèi)生變量為貨幣供給 Mt、投資It和產(chǎn)出Y。外生變量為滯后一期的貨幣供給Mt 1以及價格指數(shù) R5. 對模型進(jìn)行識別。（4分）答：根據(jù)模型識別的階條件方程（1）:k=0<m-仁2，不可識別。方程（2）:k=2=m-1，恰好識別。方程（3）:k=2=m-1,恰好識別。（6分）6. 指出恰好識別方程和過度識別方程的估計方法。答：對于恰好識別方程， 采用間接最小二乘法。 首先建立簡化方程， 之后對簡化方程進(jìn)行最小二 乘估計。，再把這個工具對于過度識別方程，采用兩階段最小二乘法。首先求替代變量(工具

13、變量) 變量作為自變量進(jìn)行回歸。八、(20分)應(yīng)用題為了研究我國經(jīng)濟(jì)增長和國債之間的關(guān)系，建立回歸模型。得到的結(jié)果如下:Depe nde nt Variable: LOG(GDP)Method: Least SquaresDate: 06/04/05 Time: 18:58Sample: 1985 2003In cluded observati ons: 19VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C6.030.1443.20LOG(DEBT)0.650.0232.80R-squared0.981Mean depe ndent10.53var

14、Adjusted R-squared0.983S.D. dependent var0.86S.E. of regressi on0.11Akaike info criterion-1.46Sum squared resid0.21Schwarz criteri on-1.36Log likelihood15.8F-statistic1075.5Durbin-Wats on stat0.81Prob(F-statistic)0若 k 1,n 19,dL 1.074,dU 1.536,顯著性水平 =0.05其中，GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，DEBT表示國債發(fā)行量。(1 )寫出回歸方程。(2分)答:Lo

15、g (GDP) = 6.03 + 0.65 LOG(DEBT)(2) 解釋系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義？ (4分)答: 截距項(xiàng)表示自變量為零時，因變量的平均期望。不具有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。斜率系數(shù)表示GDP對DEBT的不變彈性為0.65?；蛘弑硎驹霭l(fā)1%國債，國民經(jīng)濟(jì)增長0.65%。(3) 模型可能存在什么問題？如何檢驗(yàn)？ (7分)答: 可能存在序列相關(guān)問題。因?yàn)?d.w = 0.81 小于 dL 1.074 ，因此落入正的自相關(guān)區(qū)域。由此可以判定存在序列相關(guān)。(4) 如何就模型中所存在的問題，對模型進(jìn)行改進(jìn)？(7 分)答：利用廣義最小二乘法。 根據(jù) d.w = 0.81，計算得到0.6 ，因此回歸方程滯后

16、一期后，兩邊同時乘以 0.6，得0.6log(GDPt 1) 0.4B1 0.6B2 log DEBTt 1 0.6ut 1 方程log(GDPt ) B1 B2 log(DEBTt ) ut 減去上面的方程，得到log(GDPt ) 0.60.6log(GDPt 1) 0.6B1 B2 log(DEBTt ) 0.6log( DEBTT 1) vt 利用最小二乘估計，得到系數(shù)。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二、判斷正誤（20分）1. 隨機(jī)誤差項(xiàng)Ui和殘差項(xiàng)°是一回事。（）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)（ ）3. 利用OLS法求得的樣本回歸直線Y?

17、bl bXt通過樣本均值點(diǎn)（X，Y）。（）4判定系數(shù)R TSS ESS。（）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。（）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。（）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。（ ）8. 在存在異方差情況下，常用的OLS法總是高估了估計量的標(biāo)準(zhǔn)差。（）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。（）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。（）、以一元回歸為例敘述普通最小二

18、乘回歸的基本原理。（10分）三、下面是利用1970-1980年美國數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。其中 Y表示美國咖啡消費(fèi)（杯/日 . 人），X 表示平均零售價格（美元 /磅） o（ 15 分）注：t /2（9） 2.262，t /2（1°） 2.228Y?2.69110.4795Xtse（0.1216）（）t 值 （）42.06R20.66281. 寫空白處的數(shù)值。2. 對模型中的參數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。3. 解釋斜率系數(shù)B2的含義，并給出其 95%的置信區(qū)間。四、若在模型： Yt B1 B2Xt ut 中存在下列形式的異方差： var（ut ）Xt ，你如何估計參數(shù) B1,B2 （ 10 分）五

19、、考慮下面的模型：Y B0 BlXt B2D2t B3 D3t B4D4t Ut其中，Y表示大學(xué)教師的年薪收入， X 表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別、學(xué)歷的影響。按照下面的方式引入虛擬變量： （15 分）D21, 男教師0 ，女教師1, 碩士0 ，其他D41, 博士0 ，其他1. 基準(zhǔn)類是什么？2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號3. 若 B4B3 ，你得出什么結(jié)論？六、什么是自相關(guān)？杜賓瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件和步驟是什么？（15 分）QtA1A2PtA3 XtU1t七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：Qt B1 B2pt u2t其中，P ,Q是內(nèi)生變量,X 是外生變量， U

20、是隨機(jī)誤差項(xiàng)（ 15 分）1、求簡化形式回歸方程？2、判定哪個方程是可識別的（恰好或過度）？3、對可識別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計，為什么？計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二答案、判斷正誤（20分）1. 隨機(jī)誤差項(xiàng)Ui和殘差項(xiàng)°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)（F ）3. 利用OLS法求得的樣本回歸直線Y? bl bXt通過樣本均值點(diǎn)（X，Y）。（ T ）4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

21、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 ）、以一元回歸為例敘述普通最小二乘回歸的基本原理。（10分）解：依據(jù)題意有如下的一元樣本回歸模型：普通最小二乘原理是使得殘差平方和最小，即min(Y b1 b2Xt)min Qmin2et根據(jù)微積分求極值的原理，可得Q0Q2(

22、Ytb1 b2Xt)0db1Q0 b2Q b22(Ytb1 b2Xt)Xt 0將（3）和（4）式稱為正規(guī)方程，求解這兩個方程，我們可得到：Y nbb2XiYXib1Xib2X2i解得:(1)(2)Ytb2Xt et(5)b Y b2Xb2-X其中x Xi X , y Y Y，表示變量與其均值的離差。三、 下面是利用1970-1980年美國數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。其中Y表示美國咖啡消費(fèi)（杯/日 .人） , X 表示平均零售價格（美元 /磅） o（ 15 分）注：t /2（9） 2.262，t /2（10） 2.228Y?2.69110.4795Xtse（0.1216） （ a ）t值（ b ）42.

23、06R20.66281. 寫空白處的數(shù)值啊 a, bo （ 0.0114, 22.066）2. 對模型中的參數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。3. 解釋斜率系數(shù)B2的含義，并給出其 95%的置信區(qū)間。解：1.（0.0114, 22.066）2. B1的顯著性檢驗(yàn)：t 22.066 t /2（9） 2.262，所以B1是顯著的。B2的顯著性檢驗(yàn)：t 42.06 t /2（9） 2.262，所以B2是顯著的。3. B2表示每磅咖啡的平均零售價格每上升1美元，每人每天的咖啡消費(fèi)量減少0.479杯。P（ 2.262 t 2.262）0.95b2B2P 2.262-22.2620.95se（b2）P b22.262se

24、（b2） B2 b22.262se（b2）0.95B2的95%的置信區(qū)間為：0.479 0.026 ,0.479 0.0260.505454,0.454四、 若在模型：丫tB1 B2Xt Ut中存在下列形式的異方差：Var（Ut）"X"，你如何估計參數(shù)B1' B2 （10分）解：對于模型乂BlB2Xt Ut（ 1）存在下列形式的異方差：var（Ut）"X"，我們可以在（1）式左右兩端同時除以，可得(2)D21 ,男教師0，女教師1 ,碩士0，其他D41,博士0，其他Yb 1b Xtutx3 B1X B2 x3x3Vt其中UtVt茬代表誤差修正項(xiàng)，

25、可以證明var（Vt） var（ Ut 3）秒var（uj秒欣；2Jxt擾動項(xiàng)Ut的產(chǎn)生機(jī)制是XtXt即Vt滿足同方差的假定，對 式使用OLS，即可得到相應(yīng)的估計量。五、考慮下面的模型：YB0B1Xt B2D2tB3 D3tB4D4tUt 其中，Y 表示大學(xué)教師的年薪收入，X表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別（男、女）、學(xué)歷（本(15 分)科、碩士、博士）的影響。按照下面的方式引入虛擬變量:1. 基準(zhǔn)類是什么?2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號。3. 若B4 B3，你得出什么結(jié)論？解：1.基準(zhǔn)類為本科女教師。2. B1表示工齡對年薪的影響，即工齡每增加1單位，平均而言，

26、年薪將增加B1個單位。預(yù)期符號為正，因?yàn)殡S著年齡的增加，工資應(yīng)該增加。B2體現(xiàn)了性別差異。B3和B4體現(xiàn)了學(xué)歷差異，預(yù)期符號為正。3. B4 B3說明，博士教師的年薪高于碩士教師的年薪。六、什么是自相關(guān)？杜賓一瓦爾森檢驗(yàn)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(xiàng)之間存在相關(guān)關(guān)系。用符號表示：cov（ui,Uj） E UiUj 0i j杜賓一瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件為：（1）回歸模型包括截距項(xiàng)。（2）變量X是非隨機(jī)變量。UtUt 1 Vt( 11,表示自相關(guān)系數(shù)

27、)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(yàn)對于自回歸模型是不 使用的。杜賓一瓦爾森檢驗(yàn)的步驟為：(1)進(jìn)行OLS的回歸并獲得 計算d值。(3) 給定樣本容量n和解釋變量(4) 根據(jù)相應(yīng)的規(guī)則進(jìn)行判斷。et。k的個數(shù)，從臨界值表中查得dL 和 du。七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：是外生變量，u是隨機(jī)誤差項(xiàng)(15分)QtA1A2 FtA3 XtU1tQt B1B2 R U2t其中，p ,Q是內(nèi)生變量,1、求簡化形式回歸方程?2、判定哪個方程是可識別的(恰好或過度)？3、解1.對可識別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計，并簡

28、述基本過程?R12Xt其中：VitBl A1A B2AA2U2t U1tA2B2(1)Qt3 4Xt其中：A B1 A1B2AB2AB2A2B2,VitA2 U2tB2U1AB22. 根據(jù)階判斷條件，m = 2, 對于第一個方程，k=0，k < m-1，所以第一個方程不可識別。對于第二個方程，k=1，k = m-1，所以第二個方程恰好識別。3. 對于恰好識別的方程，可以采用二階段最小二乘法，也可以使用間接最小二乘法。下面將簡單介紹間接最小二乘法的基本過程：步驟1：從結(jié)構(gòu)方程導(dǎo)出簡化方程；步驟2:對簡化方程的每個方程用OLS方法回歸；步驟3:利用簡化方程系數(shù)的估計值求結(jié)構(gòu)方程系數(shù)的估計值。

29、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題、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。 （ ）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)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。 （ ）5. 多重共線性是總體的特征。 （ ）26. 任何兩個計量經(jīng)濟(jì)模型的 R2 都是可以比較的。 （ ）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。 （ ）8. 杜賓瓦爾森檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)出任何形式的自相關(guān)。 （ ）9. 異方差值存在于橫截面數(shù)據(jù)中，而自

30、相關(guān)值存在于時間序列數(shù)據(jù)中。 （ ）10. 內(nèi)生變量的滯后值仍然是內(nèi)生變量。 （ ） 二、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（2.3.A. 原始數(shù)據(jù) B. Pool 數(shù)據(jù)列模型中屬于非線性回歸模型的是A. Y 01 ln X uC. Y 0 X 1 uY ln X 半對數(shù)模型 Y 0 1 ln XC. 時間序列數(shù)據(jù) D.截面數(shù)據(jù)B. YD. Yu中，參數(shù)2Zu0 1/ X1的含義是（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

31、本身決定的變量是（）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Yt12X2t3X3tU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（ ）A. 解釋變量X2t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Y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（）A. 0.2% B. 0.75%C. 2%D. 7.5%7. 如果回歸模型違背了

32、同方差假定，最小二乘估計量是（）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(yàn)的前提條件下，當(dāng)d統(tǒng)計量等于2時，表明（）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(xiàng)的回歸模型當(dāng)中，則需要引入虛擬變量的個數(shù)為（）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（）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）

33、方差來源平方和自由度（d.f）平方和的均值（MSS）來自回歸（ESS）106.58來自殘差（RSS）總離差（TSS）108.3819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 F 4451. 完成上表中空白處內(nèi)容。2. 求 R2 與 R2。3. 利用F統(tǒng)計量檢驗(yàn)X2和X3對Y的聯(lián)合影響，寫出簡要步驟。四、考慮下面的模型：Y B0 BlXt B2D2t B3 D3t B4D4t Ut其中，Y表示大學(xué)教師的年薪收入， X 表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別、學(xué)歷的影響。按照下面的方式引入虛擬變量：（ 10分）1, 男教師1, 碩士1, 博士D2 0 ，女教師 D30

34、，其他D40 ，其他1. 基準(zhǔn)類是什么？2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號3. 若 B4B3 ，你得出什么結(jié)論？23五、若在模型：Y B1 B2Xt Ut中存在下列形式的異方差：Var（Ut）Xt ,你如何估計參數(shù) B1,B2（10 分）六、簡述自相關(guān)后果。對于線性回歸模型丫tB1B2X1t B3X2t ut， 如果存在UtUt 1 Vt形式的自相關(guān)，應(yīng)該采取哪些補(bǔ)救措施？ （15分）Qt A1 A2 Pt A3 Xt A4Wt U1t七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：Qt B1 B2Pt U2t其中， P， Q 是內(nèi)生變量，X，W是外生變量，u是隨機(jī)誤差項(xiàng)（15分）1、求出簡化形式的

35、回歸方程？2、利用模型識別的階條件，判定哪個方程是可識別的（恰好或過度）？3、對可識別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計，為什么？計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案、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 R下列模型中屬于非線性回歸模型的是（ C ） 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)。（ T ）3. 線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。 （ F ）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 ）26. 任何兩個計量經(jīng)濟(jì)模型的 R 都是可

36、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(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)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.1 ln X uB. YC.D. Y1 X2Z u1/ X u3. 半對數(shù)模型 Y0 1 ln Xu中，參數(shù)1的含義是（A. 原始數(shù)據(jù) B. Pool 數(shù)據(jù) C. 時間序列數(shù)據(jù) D. 截面數(shù)據(jù)A. X

37、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Yt12X2t3X3t4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Y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.°&

38、#176; °.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(yàn)的前提條件下，當(dāng)d統(tǒng)計量等于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(xiàng)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

39、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）108.3819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. 完成上表中空白處內(nèi)容。2. 求 R2 與 R2。3. 利用F統(tǒng)計量檢驗(yàn)X2和X3對Y的聯(lián)合影響，寫出簡要步驟。答案： 1.見題2ESS106.58R0.9822.TSS1

40、08.3822 n119R1 (1R )-1 (10.982)0.980nk173. 可以利用F統(tǒng)計量檢驗(yàn)X2和X3對丫的聯(lián)合影響。2_ ESS/2 53.29 F R /(k 1)F502.736F27RSS/17 0.106(或 (1 R)/(n k)因?yàn)镕 F445 , X2和X3對丫的聯(lián)合影響是顯著的。四、考慮下面的模型：丫B0 BlXt B2D2t B3D3t B4D4t Ut其中，Y表示大學(xué)教師的年薪收入，X表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別、學(xué)歷的影響。按照下面的方式引入虛擬變量：(10分)1,男教師0，女教師D31 ,碩士0，其他D41 ,博士0，其他1. 基準(zhǔn)類是什

41、么？2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號。3. 若B4 B3，你得出什么結(jié)論？答案：1.基準(zhǔn)類是本科學(xué)歷的女教師。2. B0表示剛參加工作的本科學(xué)歷女教師的收入，所以B0的符號為正。B1表示在其他條件不變時，工齡變化一個單位所引起的收入的變化，所以B1的符號為正。B2表示男教師與女教師的工資差異，所以B2的符號為正。B3表示碩士學(xué)歷與本科學(xué)歷對工資收入的影響，所以B3的符號為正。B4表示博士學(xué)歷與本科學(xué)歷對工資收入的影響，所以B4的符號為正。3. 若B4 B3，說明博士學(xué)歷的大學(xué)教師比碩士學(xué)歷的大學(xué)教師收入要高。五、若在模型：丫 B1 B2Xt Ut中存在下列形式的異方差：Var(

42、Ut)2Xt3，你如何估計參數(shù)B1' B2 ( 10分)答案：使用加權(quán)最小二乘法估計模型中的參數(shù)B1，B2。3在模型Yt B1 B2Xt Ut的兩邊同時除以Xt，我們有:(1)Yt令YtYtX"，X"則上面的模型可以表示為:c 1O 1B1 3 B2 vtXt3XtvtUtVar(ut)utVar(vJ Var ()3.Xt3Xt32Xt3XT,即變換后的模型（1）的隨機(jī)誤差項(xiàng)滿足同方差假定，可以使用OLS估計出B1， B2。上述方法稱為加權(quán)最小二乘法。六、簡述自相關(guān)后果。對于線性回歸模型丫tBiB2X1tB3X2tUt如果存在UtUt 1 Vt形式的自相關(guān)，應(yīng)該采

43、取哪些補(bǔ)救措施？（15 分)答案：自相關(guān)就是指回歸模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)。用符號表示:Cov(Ui,Uj) Eum 0對于線性回歸模型丫tB1B2X1tB3X2t Ut，若在模型中存在UtUt1 Vt形式的自相關(guān)問題，我們使用廣義差分變換，使得變換后的模型不存在自相關(guān)問題。對于模型.YtB1B2 X1tB3X2tUt(1)有:B25 ?取模型的一階滯后：丫t 1 B1 BN 1B3X 2t 1 Ut 1在（2）用（1）令Yt在（4）式的兩邊同時乘以相關(guān)系數(shù)Yt1B1式減（3）式并整理得:1 B1（1YYt 1B1YtB1，則有:B2 X1t 1B3X2t 1Ut 1(3)B2(X1t X

44、1t1)B3(X2t X2t1)B1(1)X1t X1tX1t 1 X 2tX2tUt 1X2t 1 則B2X 1t B3X 2t Vt中Vt滿足古典假定，我們可以使用普通最小二乘法估計（B3的估計量，再利用 B1和B1的對應(yīng)關(guān)系得到B1的估計值。得到Bi，(4)七、考慮下面的聯(lián)立方程模型:Qt BiB2 RtU2t其中，R，Q是內(nèi)生變量，X , W是外生變量，u是隨機(jī)誤差項(xiàng)15 分）1、求出簡化形式的回歸方程？2、禾U用模型識別的階條件，判定哪個方程是可識別的（恰好或過度）？3、對可識別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計，為什么？答案：略計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四課程號： 課序號： 開課系：數(shù)量經(jīng)濟(jì)系t /

45、2（15）2.131, t /2（16）2.12一、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。（）2、 線性回歸模型意味著變量是線性的。（）3、ESS TSS RSS。（）4、對于多元回歸模型，如果聯(lián)合檢驗(yàn)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。（）5、 雙對數(shù)模型中的斜率表示因變量對自變量的彈性。（）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。（）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。（）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。（）9、 在

46、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。（）10、一個聯(lián)立方程模型中的外生變量在另一個聯(lián)立方程模型中可能是內(nèi)生變量。（）、用經(jīng)濟(jì)計量方法研究經(jīng)濟(jì)問題時有哪些主要步驟？（10 分）10 分）三、回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)主要包括哪些因素的影響？（四、古典線性回歸模型具有哪些基本假定。 （10 分）五、以二元回歸為例簡述普通最小二乘法的原理？（ 10 分）六、若在模型：丫t B1 B2 是外生變量， u 是隨機(jī)誤差項(xiàng)（ 10 分）1、簡述聯(lián)立方程模型中方程識別的階條件。2、根據(jù)階條件判定模型中各方程的識別性？3、對可識別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計，為什么？t Ut中存在下列形式的異方差

47、：Var（Ut）2x"，你如何估計參數(shù) B1,B2（10 分）七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：QtA1A2PtA3 X tu1tQtB1B2 Ptu2t其中，P , Q是內(nèi)生變量,八、應(yīng)用題（共30 分） 利用美國1980-1995年間人均消費(fèi)支出(PCE)和人均可支配收入(PDPI)的數(shù)據(jù)，得到了 如下回歸分析結(jié)果：Dependent Variable: LOG(PCE)Method: Least SquaresDate: 06/09/05 Time: 23:43Sample: 1980 1995In cluded observati ons: 16VariableCoefficie

48、ntStd. Errort-StatisticProb.LOG(PDPI)1.2052810.02889141.718700.0000C-2.0926640.281286-7.4396400.0000R-squared0.992020Mean depe ndent var9.641839Adjusted R-squared0.991450S.D.dependent var0.096436S.E. of regressi on0.008917Akaike info criteri on-6.485274Sum squared resid0.001113Schwarz criteri on-6.3

49、88701Log likelihood53.88219F-statistic1740.450Durb in -Watson stat2.322736Prob(F-statistic)0.000000（1）根據(jù)以上結(jié)果，寫出回歸分析結(jié)果報告。（10分）（2 ）對模型中解釋變量系數(shù) B2進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。（10分）（3）如何解釋解釋變量的系數(shù)和綜合判定系數(shù)？（10 分）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四答案、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(yàn)結(jié)果是統(tǒng)計顯著的則意味著模型中

50、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 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)立方程模型中的外生變量在另一個聯(lián)立方程模型中可能是內(nèi)生變量。二、用經(jīng)濟(jì)計量方法研究經(jīng)濟(jì)問題時有哪些主要步驟？（10 分）答：書中第二頁，經(jīng)濟(jì)計量學(xué)方法論中的八個步驟。t 值會趨對）三、回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)主要包括哪些因素的影響？（10 分）答：書中第 83 頁，隨機(jī)誤差項(xiàng)的性質(zhì)中的四條。四、古典線性回歸模型具有哪些基本假定。