計量經(jīng)濟學題庫(超完整版)及答案我整理的

1、計量經(jīng)濟學題庫一、單項選擇題每題1分1 .計量經(jīng)濟學是以下哪門學科的分支學科C.A.統(tǒng)計學B,數(shù)學C.經(jīng)濟學D.數(shù)理統(tǒng)計學2 .計量經(jīng)濟學成為一門獨立學科的標志是BoA.1930年世界計量經(jīng)濟學會成立B.1933年?計量經(jīng)濟學?會刊出版C.1969年諾貝爾經(jīng)濟學獎設(shè)立D.1926年計量經(jīng)濟學Economics,一詞構(gòu)造出來3 .外生變量和滯后變量統(tǒng)稱為D.A.限制變量B.解釋變量C.被解釋變量D.前定變量4 .橫截面數(shù)據(jù)是指A.A.同一時點上不同統(tǒng)計單位相同統(tǒng)計指標組成的數(shù)據(jù)B.同一時點上相同統(tǒng)計單位相同統(tǒng)計指標組成的數(shù)據(jù)C.同一時點上相同統(tǒng)計單位不同統(tǒng)計指標組成的數(shù)據(jù)D.同一時點上不同統(tǒng)計單

2、位不同統(tǒng)計指標組成的數(shù)據(jù)5 .同一統(tǒng)計指標,同一統(tǒng)計單位按時間順序記錄形成的數(shù)據(jù)列是C.A.時期數(shù)據(jù)B.混合數(shù)據(jù)C.時間序列數(shù)據(jù)D,橫截面數(shù)據(jù)6 .在計量經(jīng)濟模型中,由模型系統(tǒng)內(nèi)部因素決定,表現(xiàn)為具有一定的概率分布的隨機變量,其數(shù)值受模型中其他變量影響的變量是.A.內(nèi)生變量B.外生變量C.滯后變量D.前定變量7.描述微觀主體經(jīng)濟活動中的變量關(guān)系的計量經(jīng)濟模型是.A.微觀計量經(jīng)濟模型B.宏觀計量經(jīng)濟模型C.理論計量經(jīng)濟模型D.應(yīng)用計量經(jīng)濟模型8 .經(jīng)濟計量模型的被解釋變量一定是.A.限制變量B.政策變量C.內(nèi)生變量D.外生變量9 .下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是.A.19912003年各年某地區(qū)20個鄉(xiāng)

3、鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值B.19912003年各年某地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值C.某年某地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值的合計數(shù)D,某年某地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值10 .經(jīng)濟計量分析工作的根本步驟是.A.設(shè)定理論模型一收集樣本資料一估計模型參數(shù)一檢驗?zāi)Ｐ虰.設(shè)定模型一估計參數(shù)一檢驗?zāi)Ｐ鸵粦?yīng)用模型C.個體設(shè)計一總體估計一估計模型一應(yīng)用模型D.確定模型導向一確定變量及方程式一估計模型一應(yīng)用模型11.將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量,這樣的變量稱為.A.虛擬變量B,限制變量C.政策變量D.滯后變量12 .是具有一定概率分布的隨機變量,它的數(shù)值由模型本身決定.A.外生變量B.內(nèi)生變量C.前定變量D.滯后變量1

4、3 .同一統(tǒng)計指標按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為.A.橫截面數(shù)據(jù)B.時間序列數(shù)據(jù)C.修勻數(shù)據(jù)D.原始數(shù)據(jù)14 .計量經(jīng)濟模型的根本應(yīng)用領(lǐng)域有.A.結(jié)構(gòu)分析、經(jīng)濟預(yù)測、政策評價B.彈性分析、乘數(shù)分析、政策模擬C.消費需求分析、生產(chǎn)技術(shù)分析、D.季度分析、年度分析、中長期分析15 .變量之間的關(guān)系可以分為兩大類,它們是.A.函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系B,線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系C.正相關(guān)關(guān)系和負相關(guān)關(guān)系D.簡單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系16 .相關(guān)關(guān)系是指.A.變量間的非獨立關(guān)系B.變量間的因果關(guān)系C.變量間的函數(shù)關(guān)系D.變量間不確定性的依存關(guān)系17.進行相關(guān)分析時的兩個變量.A.都是隨機變量B.都不是隨機變

5、量C.一個是隨機變量,一個不是隨機變量D.隨機的或非隨機都可以18 .表示x和y之間真實線性關(guān)系的是.19.參數(shù)的估計量？具備有效性是指22 .對于丫=?Xi+ei,以？表示估計標準誤差,r表示相關(guān)系數(shù),那么有A.?=0時,r=1B.?=0時,r=-1C.?=0時,r=0D.?=0時,r=1或r=-123 .產(chǎn)量X,臺與單位產(chǎn)品本錢Y,元/臺之間的回歸方程為Y?=3561.5X,這說明A.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品本錢增加356元B.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品本錢減少1.5元C.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品本錢平均增加356元D.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品本錢平均減少1.5元24 .在總體回歸直線EY2

6、=0/中,1表示.A.當X增加一個單位時,丫增加1個單位B.當X增加一個單位時,丫平均增加1個單位C.當丫增加一個單位時,X增加1個單位D.當丫增加一個單位時,X平均增加1個單位25 .對回歸模型Yi=01Xi+ui進行檢驗時,通常假定ui服從.A.N0,2B.tn-2C.N0,2D.tn26 .以丫表示實際觀測值,丫?表示回歸估計值,那么普通最小二乘法估計參數(shù)的準那么是使.2A.丫Y?=0B.YYi2=0C.丫丫=最小D.YR=最小27 .設(shè)Y表示實際觀測值,Y?表示OLS估計回歸值,那么以下哪項成立.B.E(Y)0iXtC.Y0iXtUt1XtA.var(?)=0B,var(?)為最小C.

7、(=0D.?一為最小20.對于Y01Xiei,以?表示估計標準誤差,中表示回歸值,那么A.?=0時,(Yi)=0B.2=0時,(丫2=0C.?=0時,丫廠吊為最小D.?=0時,丫一丫?2為最小21.設(shè)樣本回歸模型為丫=彳?Xi+e,那么普通最小二乘法確定的？的公式中,錯誤的選項是A.XiXYi-Y1_2XiXB?二nXi,；XinXi-XiC.?_XiYi-nXYlXi2-nX2D?二n、丫、丫YixA.Y?=YB,Y=YC.Y=YD.Y?=Y28 .用OLS估計經(jīng)典線性模型Yi=oiXi+Uj,那么樣本回歸直線通過點A.(X,Y)B.(X,Y?)C.(X,Q)D.(X,Y)寸表示OLS估計回

8、歸值,那么用OLS得到的樣本回歸直線Yi=?0ZXi滿足2B.丫一Y2=0C.Y=0D.?Y2=030.用一組有30個觀測值的樣本估計模型Yi=0iXi+u在0.05的顯著性水平下對i的顯著性作t檢驗,那么1顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t大于36.根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知,當R2=1時,有A.當X2不變時,X1每變動一個單位Y的平均變動.B,當X1不變時,X2每變動一個單位Y的平均C.當X1和X2都保持不變時,Y的平均變動.D.當X1和X2都變動一個單位時,Y的平均變動.29.以Y表示實際觀測值,.A.丫1*=0A.D.31.A.t0.05(30)t0.025(28B.t0.02

9、5(30)C.t0.05(28)某一直線回歸方程的判定系數(shù)為0.64,那么解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為0.6432.相關(guān)系數(shù)A.r-1Kr133.判定系數(shù)A.R20-11R21oB.R21C. 0r1C.0R2k+1Bn30或n3k+1Dn3057.以下說法中正確的選項是：A如果模型的R2很高,我們可以認為此模型的質(zhì)量較好B如果模型的R2較低,我們可以認為此模型的質(zhì)量較差C如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗,我們應(yīng)該剔除該解釋變量D如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗,我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量58.半對數(shù)模型Y011nx中,參數(shù)1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

10、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59.半對數(shù)模型lnY0IX中,參數(shù)1的含義是A.X的絕對量發(fā)生一定變動時,引起因變量Y的相對變化率B.Y關(guān)于X的彈性A.X的相對變化,引起Y的期望值絕對量變化B.Y關(guān)于X的邊際變化C.X的絕對量發(fā)生一定變動時,引起因變量Y的相對變化率D.Y關(guān)于X的彈性61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗66.當存在異方差現(xiàn)象時,估計模型參數(shù)的適當方法是A.加權(quán)最小二乘法B.工具變量法C.廣義差分法信息67.加權(quán)最小二乘法克服異方差的主要原理是通過賦予不同觀測點以不同的權(quán)數(shù),從而提升估計精度,即A.重視大誤差的作用,輕視小誤差的

11、作用B.重視小誤差的作用,輕視大誤差的作用C.重視小誤差和大誤差的作用D.輕視小誤差和大誤差的作用68.如果戈里瑟檢驗說明,普通最小二乘估計結(jié)果的殘差ei與Xi有顯著的形式S0.28715為Vi的相,一V,關(guān)關(guān)系vi滿足線性模型的全部經(jīng)典假設(shè),那么用加權(quán)最小二乘法估計模型參數(shù)時,權(quán)數(shù)應(yīng)為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的邊際變化60.雙對數(shù)模型1nY01lnX中,參數(shù)1的含義是A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機解釋變量62.在異方差性情況下,常用的估計方法是A.一階差分法B.廣義差分法C.工具變量法63.White檢驗方法主要用于檢驗A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機解釋變量

12、64.Glejser檢驗方法主要用于檢驗A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機解釋變量65.以下哪種方法不是檢驗異方差的方法A.戈德菲爾特一一匡特檢驗B.懷特檢驗D.多重共線性D.加權(quán)最小二乘法D.多重共線性D.多重共線性C.戈里瑟檢驗D.方差膨脹因子檢驗D.使用非樣本先驗69.果戈德菲爾特一一匡特檢驗顯著,那么認為什么問題是嚴重的A.異方差問題B.序列相關(guān)問題C.多重共線性問題D.問題270.設(shè)回歸模型為VbXiUi,其中VarUiK,那么 b b 的最有效估計量為72 .DW僉驗的零假設(shè)是p為隨機誤差項的一階相關(guān)系數(shù)A.D厚0B,p=0C,D厚1D.p=173.以下哪個序列相關(guān)可用DW僉驗(vt

13、為具有零均值,常數(shù)方差且不存在序列相關(guān)的隨機變量)(A.ut=put1+vtB.ut=put1+p2心2+vtC.ut=pvtD.ut=pvt+p2vt-1+74 .DW勺取值范圍是().A.-1DW0B,-1DW1C,-2DW2D,0DW475 .當DW=4時,說明.A.不存在序列相關(guān)B.不能判斷是否存在一階自相關(guān)C存在完全的正白一階自相關(guān)D.存在完全的負的一階自相關(guān)76 .根據(jù)20個觀測值估計的結(jié)果,一元線性回歸模型的D厚2.3.在樣本容量n=20,解釋變量k=1,顯著性水平為0.05時,查得dl=1,du=1.41,那么可以決斷.A.不存在一階自相關(guān)B.存在正的一階自相關(guān)C.存在負的一階

14、自D.無法確定77 .當模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時,適宜的參數(shù)估計方法是.A.加權(quán)最小二乘法B.間接最小二乘法C.廣義差分法D.工具變量法78 .對于原模型yt=tb+b1Xt+ut,廣義差分模型是指.yt=b01b1J一f(Xt),f(Xt)f(Xt)f(Xt)Vyt=b1VXtVutVyt=b0+b1VXtVutD.ytyt-1=b01-+b1XtXt-1utut-179 .采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問題適用于以下哪種情況.A.p00B.p11C.-1p0D.0Vp180 .定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型S=b0+bR+ut描述的其中S為產(chǎn)量,Pt為價格,又知：如果該企業(yè)在t-1期生產(chǎn)過剩,經(jīng)

15、營人員會削減t期的產(chǎn)量.由此決斷上述模型存在.A.異方差問題B.序列相關(guān)問題C.多重共線性問題D.隨機解釋變量問題81.根據(jù)一個n=30的樣本估計yt=2.1098,相關(guān)系數(shù)：r國J0.86880.9321(2 分)5、答：12 分散點圖如下:22(XX)2(YY)2=0.9321(3 分)EY/Xi.此模型是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得故拒絕原假設(shè) H.：0,即認為參數(shù)是顯著的.3 分2由于 t_0,81t18.70.0433.(3 分)3回歸模型 R2=0.81,說明擬合優(yōu)度較高,解釋變量對被解釋變量的解釋水平為81%,回歸直線擬合觀測點較為理想.4 分81%,即收入對消費的解釋水平為4、答：判定系數(shù):

16、R2b2(XX)2(Y丫)23.654124432.168113.6=0.8688(3 分)700600Y500400300140160180X(XX)(YY)16195.4.4432.168113.6100120b0Y?X11.30.75712.61.762(2 分)故回歸直線為：Y1.7620.757X1 分b0yb?x61.24.268.226.28(2 分)總本錢函數(shù)為：=26.28+4.26X11 分2截距項&表示當產(chǎn)量 X 為 0 時工廠的平均總本錢為 26.28,也就量工廠的平均固定本錢；2 分斜率工程表示產(chǎn)量每增加 1 個單位,引起總本錢平均增加 4.26 個單位.2

17、分9、答：1回歸模型的 R2=0.9042,說明在消費 Y 的總變差中,由回歸直線解釋的局部占到 90%以上,回歸直線的代表性及解釋水平較好.2 分2對于斜率項,t工02螫 8.6824t00581.8595,即說明斜率項顯著不為 0,家庭收入對消費有顯著sH0.0233(2 分)(2)模型一：R2b1一(J=0.8554(yty)2b2(xtx)2模型二：R2-2-=0.8052(yty)3分3 分7、答：I?XYXY146.512.611.32164.212.620.757(2分)8、答：1由于XK2700,xt41,yt306,X2381(xt)21681y61.2,x8.2,n*yt為

18、yt527004130622nx(xt)538116814.26(3分)影響.2 分對于截距項,t2.1727s(b0)0.72023.0167t0.0581.8595,即說明截距項也顯著不為0,通過了顯著性根據(jù)圖形可知,物價上漲率與失業(yè)率之間存在明顯的負相關(guān)關(guān)系,擬合倒數(shù)模型較適宜.率漲上價物檢驗.(2 分)（3）Yf=2.17+0.2023X45=11.2735(2 分)11.2735+4.823),即(6.4505,16.0965).(2 分)210、答：(1)由于？2,RSSet2(n2)72(622)8480.(4 分)(2)R2r20.620.36(2分)(xtx)(2ty)(20

19、1)11.38216.30(2分)(2)R2=r2=0.92=0.81,剩余變差：RSSe2(2i2)22000(1分)總變差：TSS=RSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32(2 分)2(3) ?2-2000111.11(2分)n2202b0Y?X2170.33551943.135(2 分)故回歸直線為Y?43.1350.335X,2Y?43.1350.335X143.1350.3351046.4852分YX10銷售額的價格彈性=0.335=0.0723 分XY46.48513、1回歸方程為：Y?0.3531.968X,由于斜率項 p 值=0.00000.05,說明

20、截距項與 0 值沒有顯著差異,即截距項沒有通過顯著性檢驗.2分2截距項 0.353 表示當國民收入為 0 時的貨幣供給量水平,此處沒有實際意義.斜率項 1.968 說明國民收入每增加 1元,將導致貨幣供給量增加 1.968 元.3 分1(Xfx)2n(xX)2,9522336/*94.823(2分)95%置信區(qū)間為(11.2735-4.823,(3)TSSRSS1R211、答：(1)cov(x,y)4807500.361(xtn1(4 分)x)(2t2)r.22=0.9J1610=11.38.(xtx)2(xtx)(2t2).(2t2)2216.305370.9.2000(2 分)斜率系數(shù)：R

21、(Xx)(2t2)(Xx)2216.30.7.50(1 分)5.37212、答：1口XYXY11784951921728495851920.335(3分)t0.025(8)(XiX)(YY)(XiX)217720331600.5344(2分)1110.534416821.22(2 分)16.解答：1這是一個對數(shù)化以后表現(xiàn)為線性關(guān)系的模型,lnL的系數(shù)為1.451 意味著資本投入 K 保持不變時勞動一產(chǎn)出彈性為 1.451;3 分lnK 的系數(shù)為 0.384 意味著勞動投入L 保持不變時資本一產(chǎn)出彈性為 0.3842 分.2系數(shù)符號符合預(yù)期,作為彈性,都是正值,而且都通過了參數(shù)的顯著性檢驗算出來

22、.t 檢驗5 分,要求能夠把 t 值計17.解答：該消費模型的判定系數(shù)R20.95,F統(tǒng)計量的值F107.37,均很高,說明模型的整體擬合程度很高.(2 分)計算各回歸系數(shù)估計量的 t 統(tǒng)計量值得:t08.1338.920.91,t11.0590.176.10t20.4520.660.69,t30.1211.090.11.除t1 外,其余 T 值均很小.工資 U入 W 的系數(shù) t 檢驗值雖然顯著,但該系數(shù)的估計值卻過大,該值為工資收入對消費的邊際效應(yīng),它的值為1.059 意味著工資收入每增加一美元,消費支出增長將超過一美元,這與經(jīng)濟理論和生活常識都不符.5 分另外,盡管從理論上講,非工資一非農(nóng)

23、業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費行為的重要解釋變量,但二者各自的 t 檢驗卻顯示出它們的效應(yīng)與 0 無明顯差異.這些跡象均表明模型中存在嚴重的多重共線性,不同收入局部之間的相互關(guān)系掩蓋了各個局部對解釋消費行為的單獨影響.(3 分).一218.解答：(1)R1n1(1R2)181(10.75)0.65(3分)nk1821_2(2)R110.350.04;負值也是有可能的.4 分331603當 X=15 時,Y?0.3531.9681529.873,即應(yīng)將貨幣供給量定在 29.873 的水平.3 分14、答：1這是一個時間序列回歸.圖略2 分2 截距 2.6911 表示咖啡零售價在每磅 0 美元時,美國平

24、均咖啡消費量為每天每人意義；2 分斜率0.4795 表示咖啡零售價格與消費量負相關(guān),說明咖啡價格每上升少 0.4795杯.2 分2.6911 杯,這個沒有明顯的經(jīng)濟1 美元,平均每天每人消費量減3不能.原因在于要了解全美國所有人的咖啡消費情況幾乎是不可能的.4不能.在同一條需求曲線上不同點的價格彈性不同,分假設(shè)要求價格彈性,2 分須給出具體的 X 值及與之對應(yīng)的丫值.215、答: 由條件可知,Xi168010168,111011110(XiX)(YY)(XiYYXiYXXY)(3分)204200 1680 111 168111010 168 111177202(XiX)(X2Xi22XiX21

25、0X2-2X)10X2(3分)31540010168168一一2311R1(10.95)0.94(3分)315119 .解答：當b,b1時,模型變?yōu)閥tX2tbo(XtX2t)5,可作為一元回歸模型來對待n(.x2t)(ytx2t)(.x2t)(ytx2t)b|22(5 分)n(X1tX2t)(X1tX2t)當白b2時,模型變?yōu)閥tbob1(X1tX2t)5,同樣可作為一元回歸模型來對待n(X1txjyt(%xjytbi2-(5分)n(X1tX2t)(X1tX2t)20 .解答：(1)第 2 個方程更合理一些,由于某天慢跑者的人數(shù)同該天日照的小時數(shù)應(yīng)該是正相關(guān)的.(4 分)(2)出現(xiàn)不同符號的

26、原因很可能是由于 X2與 X3高度相關(guān)而導致出現(xiàn)多重共線性的緣故.從生活經(jīng)驗來看也是如此,日照時間長,必然當天的最高氣溫也就高.而日照時間長度和第二天需交學期論文的班級數(shù)是沒有相關(guān)性的.(6 分)21 .解答：(1)X1i是盒飯價格,X2i是氣溫,X3i是學校當日的學生數(shù)量,X4i是附近餐廳的盒飯價格.(4 分)(2)在四個解釋變量中,附近餐廳的盒飯價格同校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量應(yīng)該是負相關(guān)關(guān)系,其符號應(yīng)該為負,應(yīng)為X4i;學校當日的學生數(shù)量每變化一個單位,盒飯相應(yīng)的變化數(shù)量不會是 28.4 或者 12.7,應(yīng)該是小于 1 的,應(yīng)為X3i;至于其余兩個變量,從一般經(jīng)驗來看,被解釋變量對價格

27、的反響會比對氣溫的反響更靈敏一些,所以先是盒飯價格,x2i是氣溫.(6 分)*(二)對yibboxVi進行普通最小二乘估計*nXiyiXiyi6n(x*)2(、,*Vv*1n(X)(Xi)其中yi,Xi(4分)*XiXibyibox(進一步帶入計算也可)22.解:原模型:V0nxui(D等號兩邊同除以xi,新模型:bo-XiUi一(2)(2 分)X*令VVXi1,ViXUiXi那么：(2)變?yōu)閥一.*biboxVi(2分)此時Var(vi)UiVar()Xi12(Xi222、.Xi)新模型不存在異方差性.(2分)23.解：(1)Ho：Ut為同方差性；H1：Ut為異方差性；(2 分)*yi*1u

28、i令V,xi,Vi一xixixi*得：Vib1b0XVi(2分)U122此時Var(Vj)Var(一)2-(X,)xiX,由數(shù)據(jù),得2 分xi2510410（2）FRSS0.466E17RSS0.36E171.29(3分)（3）FO.0510,102.982分（4）FF0.0510,10,接受原假設(shè),認為隨機誤差項為同方差性.3分24.解：原模型：va.根據(jù)u：N0,22X);E(UM)0,ij為消除異方差性,模型等號兩邊同除以Vaui模型變?yōu)椋阂皇琓2=(2 分),X.Xi.Xi1Ui,X,Vi那么得到新模型：Vaxv,(2 分)此時Var(v,)Var%)2、新模型不存在異方差性.2 分y

29、iXi1x(4 分)22Vib0hxUi,Var(Ui)x1模型存在異方差性為消除異方差性,模型兩邊同除以 xixi, ,yi得：一xib0-b1XUi一(2 分)xi2、新模型不存在異方差性1 分25.解:原模型:(Ui)-(jXixi*Xi0.50.20.10.250.1Yi47459*Yi21.40.41.250.9*根據(jù)以上數(shù)據(jù),對ybib0XiVi進行普通最小二乘估計得:Y3.938L1.451K0.3841,是一個 C-D 函數(shù),1.451 為勞動產(chǎn)出彈性,0.3841 為資本產(chǎn)出彈性.由于 1.451+0.38411,所以該生產(chǎn)函數(shù)存在規(guī)模經(jīng)濟.6 分2該回歸方程的估計中存在什么

30、問題？應(yīng)如何改良？由于 DW=0.858,dL=1.38,即 0.8581.38,故存在一階正自相關(guān).可利用 GLS 方法消除自相關(guān)的影響.4 分27.1何謂計量經(jīng)濟模型的自相關(guān)性？答：如果對于不同的樣本點,隨機誤差項之間不再是完全互相獨立,而是存在某種相關(guān)性,那么出現(xiàn)序列相關(guān)性.如存在：Eii10,稱為一階序列相關(guān),或自相關(guān).3 分2試檢驗該模型是否存在一階自相關(guān),為什么？答：存在.2 分3自相關(guān)會給建立的計量經(jīng)濟模型產(chǎn)生哪些影響？答：1 參數(shù)估計兩非有效；2 變量的顯著性檢驗失去意義.3 模型的預(yù)測失效.3 分4如果該模型存在自相關(guān),試寫出消除一階自相關(guān)的方法和步驟.臨界值dL1.24,d

31、u1.43答：1 構(gòu)造 D.W 統(tǒng)計量并查表；2 與臨界值相比擬,以判斷模型的自相關(guān)狀態(tài).2 分28.答：1由于地方政府往往是根據(jù)過去的經(jīng)驗、當前的經(jīng)濟狀況以及期望的經(jīng)濟開展前景來定制地區(qū)最低限度工資水平的,而這些因素沒有反映在上述模型中,而是被歸結(jié)到了模型的隨機擾動項中,因此 gMIN1 與不僅異期相關(guān),而且往往是同期相關(guān)的,這將引起 OLS 估計量的偏誤,甚至當樣本容量增大時也不具有一致性.5 分2全國最低限度的制定主要根據(jù)全國國整體的情況而定,因此 gMIN 根本與上述模型的隨機擾動項無關(guān).2 分3由于地方政府在制定本地區(qū)最低工資水平時往往考慮全國的最低工資水平的要求,因此 gMIN1

32、與 gMIN 具有較強的相關(guān)性.結(jié)合2知 gMIN 可以作為 gMIN1 的工具變量使用.3 分29.解答：1這是一個確定的關(guān)系,各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和等于國內(nèi)生產(chǎn)總值.作為計量模型不合理.3 分2345都是合理的計量經(jīng)濟模型.4 分6不合理.發(fā)電量和鋼鐵產(chǎn)量影響對煤炭的需求,但不會影響煤炭的產(chǎn)量.作為解釋變量沒有意義.3 分30.解答：1模型中R1t的系數(shù)符號為負,不符合常理.居民收入越多意味著消費越多,二者應(yīng)該是正相關(guān)關(guān)系.3分（2）Y的系數(shù)是 1.2,這就意味著每增加一元錢,居民消費支出平均增加 1.2 元,處于一種入不敷出的狀態(tài),這是不可能的,至少對一個表示一般關(guān)系的宏觀計量經(jīng)濟模型來說是

33、不可能的.4 分（3）L的系數(shù)符號為負,不合理.職工人數(shù)越多工業(yè)總產(chǎn)值越少是不合理的.這很可能是由于工業(yè)生產(chǎn)資金和職工人數(shù)兩者相關(guān)造成多重共線性產(chǎn)生的.3 分*nxyxy,*、2*2-n(x)(X)解得.*.*byboxbo5.9551.770.543.283.281.15(3 分)0.4426.答案:題中所估計的回歸方程的經(jīng)濟含義: 該回歸方程是一個對數(shù)線性模型,可復(fù)原為指數(shù)的形式為:31 .解答：1臨界值 t=1.7291 小于 18.7,認為回歸系數(shù)顯著地不為 0.4 分2參數(shù)估計量的標準誤差：0.81/18.7=0.04333 分3不包括.由于這是一個消費函數(shù),自發(fā)消費為 15 單位,

34、預(yù)測區(qū)間包括 0 是不合理的.3 分32.解答：1對于ytb0b1x1tb2x2t.bkxktut如果隨機誤差項的各期值之間存在著相關(guān)關(guān)系,即covUt,UsEUtUs0t,s1,2.,k稱隨機誤差項之間存在自相關(guān)性.3分2該模型存在一階正的自相關(guān),由于 0DW=0.34742.1009,因此 lnk 的系數(shù)顯著.Lnl 的 T 檢驗：t=6.5182.1009,因此 lnl 的系數(shù)顯著.4 分（2）to.025172.1098t 的 T 檢驗：t=1.3332.1098,因此 lnk 的系數(shù)不顯著.Lnk 的 T 檢驗：t=1.182.1098,因此 lnl 的系數(shù)不顯著.4 分3可能是由于

35、時間變量的引入導致了多重共線性.2 分38.解答：這時會發(fā)生完全的多重共線性問題；3 分由于有四個季度,該模型那么引入了四個虛擬變量.顯然,對于任一季度而言,DtD2tD3tD4t1,那么任一變量都是其他變量的線性組合,因此存在完全共線性.當有四個類別需要區(qū)分時,我們只需要引入三個虛擬變量就可以了；5 分參數(shù)將不能用最小二乘法進行估計.2 分37/401第二季度1第二季度；D30其他30其他21tb0b1Gta1Dta2DtGtut3分41.解答：(1)D1的經(jīng)濟含義為：當銷售收入和公司股票收益保持不變時,金融業(yè)的15.8 個百分點的薪水.其他兩個可類似解釋.(3 分)(2)公用事業(yè)和交通運輸

36、業(yè)之間估計薪水的近似百分比差異就是以百分數(shù)解釋的統(tǒng)計彳 1 為-2.895,它大于 1%勺顯著性水平下自由度為 203 的 t 分布臨界值 1.96,因此這種差異統(tǒng)計上是顯著的.(4 分)(3)由于消費品工業(yè)和金融業(yè)相對于交通運輸業(yè)的薪水百分比差異分別為 15.8%與 18.1%,因此他們之間的差異為18.1%-15.8%=2.3%.(3 分)42.解答：記學生月消費支出為 Y,其家庭月收入水平為 X,在不考慮其他因素影響時,有如下根本回歸模型：yi01Xii2分其他決定性因素可用如下虛擬變量表示那么引入各虛擬變量后的回歸模型如下：Y01Xi162D2i3D3i4D4iEY|Xi,D1iD2i

37、D3iD4i00區(qū)分(2)來自欠興旺城市地區(qū)的男生,得到獎學金時的月消費支出：EY|Xi,D1iD4i1,D2iD3i0(014)1Xi分(3)來自興旺地區(qū)的農(nóng)村女生,得到獎學金時的月消費支出：EY|Xi,D1iD3i1,D2iD4i0(013)1Xi分(4)來自興旺地區(qū)的城市男生,未得到獎學金時的月消費支出：EY|Xi,D2iD3iD4i1,Di0(023)1Xi分39.解答：(1)假設(shè)第一季度為根底類型,引入三個虛擬變量D41第四季度0其他利潤模型為ytb0bXta1D2ta?D3ta3D4tUt.5分(2)利潤模型為 ytbob1XtaQXtazD&XtasDXtUt2分3 分利

38、潤模型為ytb0b1Xta1D2tXta2D3tXta3D4txta4D2ta5D3ta6D4tUt3分40.解答：通貨膨脹與工業(yè)生產(chǎn)增長速度關(guān)系的根本模型為Itb0b1Gtut引入虛擬變量D年及以后年以前4 分那么1Itb0b1GtaDtUt3 分CE 儂比交通運輸業(yè)的 CEQ獲D3參數(shù),即為 28.3%.由于參數(shù)的 t1,有獎學金1,來自城市D1D210,無獎學金,20,來自農(nóng)村,D31,來自興旺地區(qū)D40,來自欠興旺地區(qū),1,男性0,女性43.答案：引入反映季節(jié)因素和收入層次差異的虛擬變量如下:1,旺季1,局收入D?0,淡季,0,低收入,3分那么原消費需求函數(shù)變換為如下的虛擬變量模型：YiXi263D2ii3分1低收入家庭在某商品的消費淡季對該類商品的平均消費支出為；EYiXi1