10套計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試卷(附答案)!2

1、s亠=特別說(shuō)明此資料來(lái)自豆丁網(wǎng)( ) 您現(xiàn)在所看到的文檔是使用 下載器所生成的文檔 此文檔的原件位于感謝您的支持抱米花二IMI flMl 三第二套1、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(xiàn)性回歸分析中，調(diào)整后的可決系數(shù)臣2與可決系數(shù)人2之間的關(guān)系B. R'>R2C丘2on-kn-13、半對(duì)數(shù)模型乙=0+02加&+坷中，參數(shù)02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. 丫關(guān)于x的邊際變動(dòng)D. X的

2、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(xiàn)性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為工< =800,樣本容量為46,則隨機(jī)誤差項(xiàng)色的方差估計(jì)量夕為（A. 33.33B. 40C. 38.09D. 204#5、現(xiàn)用QLS法得到的樣本回歸直線(xiàn)為Ypx+piXi+ei,以下說(shuō)法不正確的是（B ）工已=°A.C Y =YD（X）在回歸直線(xiàn)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(xiàn)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 < 1B.-1<DW<1C. -2<

3、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 ）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Yt=fl+/32X2t+/3.X3t+ut的回歸分析結(jié)果報(bào)告中，有F = 263489.23, F的卩值二0.000000 ,則表明（C ）A、解釋變量X2,對(duì)乙的影響是顯著的B、解釋變量X*對(duì)乙的影響是顯著的C、解釋變量X/和心對(duì)乙的聯(lián)合影響是顯著的.D、解釋變量X?/和心對(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(xiàn)性，則最小二乘估

4、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(xiàn)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(mǎn)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(xiàn)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)服從一階自回歸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,+ X,11#則廠（終）是下列形式中的哪一種?（A.a2xB.a2x

5、2C.a'yJXD.cr2 log x#13、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)化為（B ）A.異方差問(wèn)題B.多重共線(xiàn)性問(wèn)題C.序列相關(guān)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(mǎn)足古典線(xiàn)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

6、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)B2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)模型為：乙=少+&2。2,+0*,+色，其中乙為保健年度支出；X,為個(gè)人年度收入；虛擬變量久£篤需上;色滿(mǎn)足古典假定。則大學(xué)以上群體的平均年度保健支出為（A.疋化| X門(mén)Q =°) = e+0X,B. E(YiXi.D2i=l) = ai+a2+/3Xi15#D.&C 6Z +17、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

7、且不一致的#1618、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 ）Yt=Ct + It+Gt< G = a。+ utJ 4 =00 +01X1 +02兒 +%2(A.技術(shù)方程式B制度方程式#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)，用化表示第，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。B. H Nj=MI-C H NT20、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(mǎn)足古典線(xiàn)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)

8、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(mǎn)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（ABCD ）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)ABCDE ）C.虛擬變量3、以下變量中可以作為解釋變量的有（A.外生變量B.滯后內(nèi)生變量D. 前定變量E.內(nèi)生變量B

9、D ）B.加權(quán)最小二乘法D.廣義差分法4、廣義最小二乘法的特殊情況是（A.對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換C. 數(shù)據(jù)的結(jié)合C9E. 增加樣本容量5、對(duì)美國(guó)儲(chǔ)蓄與收入關(guān)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：22重建時(shí)期： 重建后時(shí)期:關(guān)于上述模型，下列說(shuō)法正確的是（ABCDA入=血泌2 -久4時(shí)則稱(chēng)為重合回歸B. 入北入仏=久4時(shí)稱(chēng)為平行回歸C. 入=入仏北爲(wèi)時(shí)稱(chēng)為共點(diǎn)回歸D. 入工兀右H九時(shí)稱(chēng)為相異回歸E.入工=爲(wèi)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(xiàn)性回歸模型意味著因變量是自變量的線(xiàn)性函數(shù)。錯(cuò)

10、線(xiàn)性回歸模型本質(zhì)上指的是參數(shù)線(xiàn)性，而不是變量線(xiàn)性。同時(shí)，模型與 函數(shù)不是同一回事。E32、多重共線(xiàn)性問(wèn)題是隨機(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。C93、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)。C9C3!E =人 + Au乙=A3 4- A4Xt +“2f23#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€(xiàn)性回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量與T統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系，即FE3的來(lái)歷；或者說(shuō)明一元線(xiàn)性回歸僅有一個(gè)解釋變量，

11、因此對(duì)斜率系數(shù)的f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1、家庭消費(fèi)支出（Y）、可支配收入（X）、個(gè)人個(gè)財(cái)富（X2 ）設(shè)定模型如下：嚴(yán)比 回歸分析結(jié)果為:LS / Dependent Variable is YDate: 18/4/05 Time: 15:1810Sample: 1Included observations: 10VariableCoefficientStd. ErrorT-StatisticProb.24.40706.99730.0101X2X3R-squaredAdjusted R-s

12、quared SE. of regression Sum squared resid Loglikelihood Durbin-Watson stat-0.34010.0823342.5486-31.85852.43820.47850.0458Mean dependent var SD. dependent var Akaike info criterionSchwartz criterionF-statisticProb(F-statistic)0.50020.1152111.125631.42894.13384.22460.000126#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)

13、線(xiàn)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(xiàn)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、=1n91011dl0. 8240. 8790. 927du1. 321. 321. 324dl0. 6290. 6970. 658du1. 6991. 6411. 60427#答：VariableCoefficientStd. ErrorT-StatisticProb.24.40706.99733.48810.0101X2-0.34010.4785-0.71080.5002X20.08230.04581.79690.1152#R-sq

14、uared Adjusted R-squared SE. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat0.96150.95056.5436342.5486- 31.85852.4382Mean dependent var SD. dependent var Akaike info criterionSchwartz criterion F-statistic Prob(F-statistic)111.125631.42894.13384.224687.33360.0001(2)存在多重共線(xiàn)性；F統(tǒng)計(jì)量和，顯示

15、模型很顯著，但變量的r檢驗(yàn)值都 偏小。DW=2.4382>2359,(3 ) n=10, k=2,查表dL=0.697; du=1.641; 4-dL=3.303; 4-du=2359。 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 + 1.6843%se(340.0103) (0.0622)29#尺2 =0.974&= 1065.425，DW = 0.2934, F = 733.6066試求解以下問(wèn)題:(1 )取時(shí)間段19781985和1991199B 分別建立兩個(gè)模型。模型 1: j =

16、-145.4415 + 0.3971%t= (-8.7302) (25.4269)R2 = 0.9908,工才=1372.202模型 2: » = 4602.365+ 1.9525兀t= (-5.0660 ) ( 18.4094)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，即FR2 = 0.9826,工& =5811189工空/ 工X =5811189/ 1372.202 = 4334.9370 ,給定4 = 0.05,查F分布表，得臨界值F005(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/-3(2)利用y對(duì)?；貧w所得的殘差平方構(gòu)造一個(gè)輔助回歸函數(shù):=24

17、2407.2 +1.22996-2, 1.4090cr2, +1.0188dR20.5659,計(jì)算(n - p)R2 =18*0.5659 = 10.1862給定顯著性水平g = 005,查力2分布表，得臨界值力o.o5(3) = 781,其中，自由度p=3,。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(Goldfeld-Quant), 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)R2 =18

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-Quant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：Yi = -2.40 + 9.39InX, 一3.36(®(InXt-7)(2.42)(4.37) (0.857)RM.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