中級計量經(jīng)濟學-計量試題題庫

第六一、單項選擇1、計量經(jīng)濟學的研究方法一般分為以下四個步驟（B D2、簡單相關系數(shù)矩陣方法主要用于檢驗 A．異方差性B.自相關性C．隨機解釋變量 A.間接最小二乘 C.二階段最小二乘 D.普通最小二乘 A. B. C. D.5、White檢驗可用于檢驗（ A．自相關 B.異方差 D.多重共線 B.有偏的，非有效的 D.有偏的，有效出現(xiàn)，則第i個方程是( A.可識別 D.不可識8在簡單線性回歸模型中認為具有一定概率分布的隨量是( D.隨機誤差項服從一階自回X2X

0.9985，則表明（ A.4dLdC.dUd4

B.0dD.dLddU,4dUd412、模型不具有如下特點（ .B．以一個滯后被解釋變量Yt1代替了大量的滯后解釋變量Xt1,Xt2,，C．滯后一期的被解釋變量Yt1Xt的線性相關程度肯定小于Xt1,Xt2 , 13、在具體運 最小二乘法時,如果變換的結果是Yt 1ut則Varut是下列形式中的哪一種

XXX XXXA.2 B.2X C. D.2logX YC CYIt01Yt1t 1t 2 A. B. C. D.15、在異方差的情況下，參數(shù)估計值仍是無偏的，其原因是 A.零均值假定不成 近似等于 B. 期是1946—1954;重建后時期是1955—1963，模型如下：

Yt12XtYt34Xt關于上述模型，下列說法不正確的是 A.1 24時則稱為重合回歸B.1 24時稱為平行回C.1 24時稱為相異回 D.1 24兩個模型沒有差18、對樣本的相關系數(shù)，以下結論錯誤的是（ 0X與Y1X與Y1D、0X與Y19、、對于二元樣本回歸模型Yi121X2i3X3iei，下列不成立 ei B.eiX2iC.eiX3i D.eiYi BA.可識別 D.恰好識別二、多項選擇1關于自適應預期模型和局部調整模型下列說法不正確的有（ 2、能夠檢驗多重共線性的方法有 簡單相關系數(shù)矩陣 B.t檢驗與F檢驗綜合判斷C.DW檢驗 D.ARCH檢驗EWhite3R2R2（BR2R2R2R2就相差越大R2R20R24、檢驗序列自相關的方法是（C F檢驗 B.White檢驗C.圖形 D.ARCH檢驗E.DW檢驗 F.Goldfeld-Quandt檢驗 (nk (k (nk (kESS(kRSS(nk R(nR(nk(1R2)(k (nkRR2(k(1R2)(nk三、判斷題（判斷下列命題正誤，并說明理由由于異方差類，似于t比值的統(tǒng)計量所遵從的分布未知；即使遵從t-分布，由于方差不在具有最小性。這時往往會夸大t-檢驗，使得t檢驗失效；F-分布為兩個2變量之比，故依然存在t-分布中的問題4、如果經(jīng)典線性回歸模型（CLRM）中的干擾項從正態(tài)分布，OLS估錯即使經(jīng)典線性回歸模型（CLRM）中的干擾項從正態(tài)分布，OLS估計量仍然是無偏的。E?2)E(2Kii)2，該表達式成立與否與間接最小二乘法適用于恰好識別方程的估計，其估計量為無偏估而兩階段最小二乘法不僅適用于恰好識別方程，也適用于過度識別方程。兩階段最小二乘法得到的估計量為有偏、一致估計。四、計算年（億元國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元利用EViews估計其參數(shù)結果為建立地方內(nèi)財政收入對GDP的回歸模型(4)若是2005年年的國內(nèi)生產(chǎn)總值為3600億元，確定2005年財政收入的預測值和預測區(qū)間(0.05)。解：地方內(nèi)財政收入（Y）和GDP的關系近似直線關系，可建立線性Yt12GDPt R2=0.99181，說明GDP解釋了地方財政 99%，模型擬合程度好模型說明GDP每增長1億元，平均說來地方財政收入將增長億元2005GDP3600億元時，地方財政收入的點預測值區(qū)間預測

3.6111510.1345823600480.884（億元 x22(n1)587.26862(121)(Xf1X)2(3600917.5874)2取0.05Yf平均值置95%的預測區(qū)間11(XfXnx2Yft2GDP200536001 480.8842.228 480.8841 Yf個別值置信度95%的預測區(qū)間 1(XfXnx2Yft211 =11 480.88430.3381（億元2、運用1988研究與開發(fā)（R&D）支出費用（Y）與不同部門產(chǎn)品銷售量（X）的數(shù)據(jù)建立了一個回歸模型，并運用Glejser方法和White方法檢驗異 R20.4783,s.e.2759.15,FWhiteHeteroskedasticityTestMethod:LeastSquaresDate:08/08/05 Sample:118Includedobservations:Std.C--X--MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbin-WatsonXXR2Glejser0解（給定0.05和自由度為2下，查卡方分布表得臨界值25.9915，而White統(tǒng)計量nR25.2125，有nR22 0中不存在Xe X得樣本估XXR2由此，可以看出模型中隨機誤差可能存在異方差對異方差的修正?？扇鄶?shù)為w1/XYi2.409.39lnXi3.36(Di(lnXi 其中：X是以計的人均收入Y是以年計的期望Sen和Srivastava認為人均收入的臨界值為1097（ln10977若人均收入超過1097，則被認定為富國；若人均收入低于1097，被認定為回歸方引入DilnXi7的原因是什么？如何解釋這個回歸解釋解：（1）由lnX1X2.7183，也就是說，人均收入每增加1.7183倍，平均意義上各國的期望會增加9.39歲。若當為富國時，Di1，則平均意義上，富國的人均收入每增加1.7183倍，其期望就會減少3.36歲，但其截距項的水平會23.52，達21.12的水平。但從統(tǒng)計檢驗結果看，對數(shù)人均收入lnX對期望Y的影響并不顯著。方程的擬合情況良好，可進一步進行多Di1代表富國，則DilnXi7的原因是想從截距和斜