中級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)-模擬題考試題第6套

第六套一、 2、簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣方法主要用于檢驗(yàn)D）A．B.C．D. C.二階段最小二乘 D.普通最小二乘4、在利用月度數(shù)據(jù)構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型時(shí)，如果一年里的12個(gè)月全部表現(xiàn) A. D.5、White（BA．自相關(guān) B.異方差 D.多重共性 C) B.有偏的，非有效的C．無(wú)偏的，非有效 D.有偏的，有效出現(xiàn)，則第i個(gè)方程是( AA.內(nèi)生變 B.外生變 C.虛擬變 D.前定變 10、二元回歸模型中，經(jīng)計(jì)算有相關(guān)系數(shù)RX2X30.9985，則表明（ A.X2X3B.X2X3C.X2X3的擬合優(yōu)度等于D.X2X311、在DW檢驗(yàn)中，存在正自相關(guān)的區(qū)域是 A.4-dl﹤d B.0﹤d﹤C.du﹤d﹤4- D.dl﹤d﹤du,4-du﹤d﹤4-12、模型不具有如下特點(diǎn) A.B．以一個(gè)滯后被解釋變量Yt1Xt1,Xt2,，C．滯后一期的被解釋變量Yt1XtXt1Xt2 ,u*)

Cov(u*,

)D．

t

t

OLS

y

1

x13在具體運(yùn)用最小二乘法時(shí),如果變換的結(jié)果是xVar(u)是下列形式中的哪一種 x

1 2

x,2 B.2x

2 A. B. C. D.15、在異方差的情況下，參數(shù)估計(jì)值仍是無(wú)偏的，其原因是 A.零均值假定成 B.序列無(wú)自相關(guān)假定成 16、已知DW統(tǒng)計(jì)量的值接近于2，則樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系近似等于 A. C. D.17、對(duì)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1946—1954;1955—1963，模型如下：

Yt12XtYt34Xt關(guān)于上述模型，下列說(shuō)法不正確的是 DA.13;24時(shí)則稱(chēng)為重合回 B.13;24時(shí)稱(chēng)為平行回13;24時(shí)稱(chēng)為相異回 D.13;24兩個(gè)模型沒(méi)有差18、對(duì)樣本的相關(guān)系數(shù)，以下結(jié)論錯(cuò)誤的是 |

|0，X與Y||1，X與Y1

D、0X與Y119、、對(duì)于二元樣本回歸模型Yi1

X

eiC.eiX3i

eiX2iD.eiYi20i A.可識(shí)別 B.不可識(shí)別 C.過(guò)度識(shí)別 D.恰好識(shí)別二、1關(guān)于自適應(yīng)預(yù)期模型和局部調(diào)整模型下列說(shuō)法不正確的有 CEC.它們都是模型的特D.E.OLS2、能夠檢驗(yàn)多重共線(xiàn)性的方法有（ A.簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣 B.t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)綜合判斷C.DW檢驗(yàn) D.ARCH檢驗(yàn) E.White檢3有關(guān)調(diào)整后的判定系數(shù)R2與判定系數(shù)R2之間的關(guān)系敘述正確的（BR2R2均非模型中包含的解釋個(gè)數(shù)越多R2R2就相差越大1，RR2有可能大于RR20，R2

R24、檢驗(yàn)序列自相關(guān)的方法是（CEF檢驗(yàn) B.White檢驗(yàn) C.圖形D.ARCH檢驗(yàn) E.DW檢驗(yàn) F.Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)5F（BEESS(nESS(nkRSS(kESS(kRSS(nkR2R2(nk)(1R2)(kRSS(nkR2R2(k(1R2)(nk)三、判斷題（判斷下列命題正誤，并說(shuō)明理由2、當(dāng)異方差出現(xiàn)時(shí)，常用的tF檢驗(yàn)失效；由于方差不在具有最小性。這時(shí)往往會(huì)夸大t檢驗(yàn)，使得t檢驗(yàn)失效；但是F檢驗(yàn)仍然有效。產(chǎn)生多重共線(xiàn)性的主要原因是：經(jīng)濟(jì)本變量大多存在共同變化趨勢(shì)；模型中大量采用滯后變量；認(rèn)識(shí)上的局限使得選擇變量不錯(cuò)即使經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型（CLRM）中的干擾項(xiàng)從正態(tài)分布的，OLS估計(jì)量仍然是無(wú)偏的。因?yàn)镋(?2E(2Kii2，該表達(dá)式成立與否與正間接最小二乘法適用于恰好識(shí)別方程的估計(jì)，其估計(jì)量為無(wú)偏估計(jì)而兩階段最小二乘法不僅適用于恰好識(shí)別方程用于過(guò)度識(shí)別方程階段最小二乘法得到的估計(jì)量為有偏、一致估計(jì)四、1、為了研究市地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系，得到以下年地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入（億元（億元資料來(lái)源:《統(tǒng)計(jì)年鑒2002，中計(jì)利用EViews估計(jì)其參數(shù)結(jié)果為建立地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入對(duì)GDP的回歸模型（3）(4)200536002005年財(cái)政收入的預(yù)測(cè)值和預(yù)測(cè)區(qū)間(0.05)。解：地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入（Y）和GDP的關(guān)系近似直線(xiàn)關(guān)系，可建立線(xiàn)性歸模型

Yt12GDPt即t?3.611151即t t=(- R2=0.99181說(shuō)明GDP解釋了地方財(cái)政的99%模型擬合程度較好。模型說(shuō)明當(dāng)GDP每增長(zhǎng)1億元平均說(shuō)來(lái)地方財(cái)政收入將增長(zhǎng)0.134582元2005GDP3600億元時(shí)，地方財(cái)政收入的點(diǎn)預(yù)測(cè)值為區(qū)間預(yù)測(cè)

（億元 x2

f(X X f取0.05Yf平均值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為 ^1n(XXfx2iYf1 1

Yf個(gè)別值置信度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間 ^ (XXnfx2iYf = 282、運(yùn)用1988研究與開(kāi)發(fā)（R&D）支出費(fèi)用（Y）與不同部門(mén)產(chǎn)品銷(xiāo)售量（X）的數(shù)據(jù)建立了一個(gè)回歸模型，并運(yùn)用Glejser方法和White方法檢驗(yàn)異 R20.4783,s.e.2759.15,FWhiteHeteroskedasticityF-TestDependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:08/08/05 Time:15:38Sample:118Includedobservations:Std.t-C .-X--Meandependent.AdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbin-Watson6.4435R2（1）WhiteGlejser（1給定0.05和自由度為2查卡方分布表得臨25.99150White統(tǒng)計(jì)量nR25.2125，有nR20

(2)，則不原假設(shè)，說(shuō)明模型不存在異方差X因?yàn)閷?duì)如下函數(shù)形X得樣本估計(jì)

e XXR2由此，可以看出模型中隨機(jī)誤差可能存在異方差對(duì)異方差的修正?？扇?quán)數(shù)為w1/X3、Sen和Srivastava（1971）在研究貧富國(guó)之間期望的差異時(shí)，利101Yi2.409.39lnXi3.36(Di(lnXi 其中：X是以計(jì)的人均收入Y是以年計(jì)的期望，人均收入超過(guò)1097，則被認(rèn)定為富國(guó)；若人均收入低于1097，被認(rèn)定（括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為對(duì)應(yīng)參數(shù)估計(jì)值的t-值回歸 引入DilnXi7的原因是什么？如何解釋這個(gè)回歸解釋?zhuān)?）由lnX1X2.7183，也就是說(shuō)，人均收入每增加1.7183，平均意義上各國(guó)的期望會(huì)增加9.39歲。若當(dāng)為富國(guó)時(shí)，Di1，則平均意義上，富國(guó)的人均收入每增加1.7183倍，其期望就會(huì)減少3.36歲，但其截距項(xiàng)的水平會(huì)增加23.52，達(dá)到21.12的水平。但從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果看，對(duì)數(shù)人均收入lnX對(duì)期望Y的影響并不顯著。方程的擬合情況良好，可進(jìn)一步進(jìn)行多Di1Dil