計量經(jīng)濟學(xué) 習(xí)題

計量經(jīng)濟學(xué)習(xí)題（史浩江版）習(xí)題一單項選擇題1、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(biāo)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(biāo)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(biāo)組成的數(shù)據(jù)D同一時點上不同統(tǒng)計單位不同統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)2?對于Yi="1+b2Xi+ei，以才表示回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有（D）。A'二0時，r=1B'二0時，r=—1C'二0時，r=0D'二0時，r=1或r=—1決定系數(shù)R2是指（C）。A剩余平方和占總離差平方和的比重B總離差平方和占回歸平方和的比重C回歸平方和占總離差平方和的比重D回歸平方和占剩余平方和的比重下列樣本模型中，哪一個模型通常是無效的B）。CIAi（消費）=500+0.8i（收入）BQf（商品需求）=10+0.8—（收入）+0.9Pi（價格）QsPCQi（商品供給）=20+0.75i（價格）Y0.65L0.6K0.4Di（產(chǎn)出量）=i（勞動）i（資本）Y—b+bx+bX+u5?用一組有30個觀測值的樣本估計模型/—B1+B2Xli+B3X2i+i后，在0.05的顯著性bb水平下對2的顯著性作t檢驗，則2顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量大于等于（C）。t（30）t（28）t（27）F（1,28）A0.05B0.025C0.025D0.0256.當(dāng)DW=4時，說明（C）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存在完全的正的一階自相關(guān)D存在完全的負(fù)的一階自相關(guān)

當(dāng)模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時，適宜的參數(shù)估計方法是（C）。A加權(quán)最小二乘法B間接最小二乘法C廣義差分法D工具變量法在給定的顯著性水平之下，若DW統(tǒng)計量的下和上臨界值分別為dL和du,則當(dāng)dL<DW<du時，可認(rèn)為隨機誤差項（D）。A存在一階正自相關(guān)B存在一階負(fù)自相關(guān)C不存在序列相關(guān)D存在序列相關(guān)與否不能斷定9.模型InY9.模型InY二InB+BInX+ui中，B2的實際含義是（B）。AXAX關(guān)于Y的彈性BY關(guān)于X的彈性CXCX關(guān)于Y的邊際傾向DY關(guān)于X的邊際傾向回歸分析中定義（B）。A解釋變量和被解釋變量都是隨機變量B解釋變量為非隨機變量，被解釋變量為隨機變量C解釋變量和被解釋變量都是非隨機變量D解釋變量為隨機變量，被解釋變量為非隨機變量在多元線性回歸模型中，若某個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于1，則表明模型中存在（A）。A多重共線性B異方差性C序列相關(guān)D高擬合優(yōu)度12?當(dāng)存在異方差現(xiàn)象時，估計模型參數(shù)的適當(dāng)方法是（A）。A加權(quán)最小二乘法B工具變量法C廣義差分法D使用非樣本先驗信息13?容易產(chǎn)生異方差的數(shù)據(jù)是（C）。A時間序列數(shù)據(jù)B修勻數(shù)據(jù)C橫截面數(shù)據(jù)D年度數(shù)據(jù)Ze2=800已知含有截距項的三元線性回歸模型估計的殘差平方和為t，估計用樣本容量為n=24，則隨機誤差項Ut的方差估計量為（B）。A33.33B40C38.09D36.36反映由模型中解釋變量所解釋的那部分離差大小的是（B）。A總體平方和B回歸平方和

C殘差平方和16?產(chǎn)量（X,臺）與單位產(chǎn)品成本（Y,元/臺）之間的回歸方程為Y=356-1?5X，這說明（D）。A產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本增加356元B產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本減少1.5元C產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均增加356元D產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元17?設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)（包括截距項），n為樣本容量，ESS為殘差平方和，RSS為RSS/(k-1)ESS/(RSS/(k-1)ESS/(n-k)F_—RSS/(k-1)

_-ESS1(n-k)f_RSSf_RSSESSESSRSS根據(jù)可決系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時有（C）。AF=1BF=－1CFf+8DF=0下面哪一表述是正確的（D）。_R-2R_0A線性回歸模型Y_卩o+匕Xi+巴的零均值假設(shè)是指ni_iiB對模型Y-_卩o+卩1Xu+卩2X2i+巴進(jìn)行方程顯著性檢驗（即F檢驗），檢驗的零假設(shè)是h:B_B_B_ooo12C相關(guān)系數(shù)較大意味著兩個變量存在較強的因果關(guān)系D當(dāng)隨機誤差項的方差估計量等于零時，說明被解釋變量與解釋變量之間為函數(shù)關(guān)系在由n=30的一組樣本估計的、包含3個解釋變量的線性回歸模型中，計算的多重判定系數(shù)為0.8500，則調(diào)整后的判定系數(shù)為（D）。A0.8603B0.8389C0.8655D0.832721?半對數(shù)模型Y_Bo+卩嚴(yán)X+卩中，參數(shù)B1的含義是（C）。AX的絕對量變化，引起Y的絕對量變化BY關(guān)于X的邊際變化CX的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化CC（B—卩）=0D（B—卩）為最小DY關(guān)于X的彈性在線性回歸模型中，若解釋變量Xi和X2的觀測值成比例，即有X“二kX2,,其中k為非零常數(shù)，則表明模型中存在（B）。A方差非齊性B多重共線性C序列相關(guān)D設(shè)定誤差懷特檢驗法可用于檢驗（A）。A異方差性B多重共線性C序列相關(guān)D設(shè)定誤差24?如果回歸模型中的隨機誤差項存在異方差，則模型參數(shù)的普通最小二乘估計量（B）。A無偏且有效B無偏但非有效C有偏但有效D有偏且非有效25.用于檢驗序列相關(guān)的DW統(tǒng)計量的取值范圍是（D）。A0WDWW1B—1WDWW1C—2WDWW2D0WDWW426?已知樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)接近于-1，則DW統(tǒng)計量近似等于（D）。A0B1C2D427.某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型St二卩0+卩1Pt+匕描述（其中St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，決策者會削減t期的產(chǎn)量。由此判斷上述模型存在（B）。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28?計量經(jīng)濟模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（A）。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、市場均衡分析D季度分析、年度分析、中長期分析29?參數(shù)?的估計量卩具備有效性是指（B）。八八AVar（?）=0BVar（?）為最小30?設(shè)Y表示實際觀測值，Y表示OLS回歸估計值，則下列哪項成立（D）。AY=YbY=Y——_CY二YDY二Y判斷正誤題：正確的命題在括號里劃“J”錯誤的命題在括號里劃“X”總體回歸函數(shù)給出了對應(yīng)于每一個自變量的因變量的值。（X）2?線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數(shù)。（X）當(dāng)異方差出現(xiàn)時，常用的t檢驗和F檢驗失效。（V）DW值在0和4之間，數(shù)值越小說明正相關(guān)程度越大，數(shù)值越大說明負(fù)相關(guān)程度越大。（X）當(dāng)存在自相關(guān)時，OLS估計量是有偏的，而且也是無效的。（X）當(dāng)模型存在高階自相關(guān)時，可用D-W法進(jìn)行自相關(guān)檢驗。（X）7?盡管有完全的多重共線性，OLS估計量仍然是最優(yōu)線性無偏估計量。（X）變量的兩兩高度相關(guān)并不表示高度多重共線性。（X）9?接受區(qū)域與置信區(qū)間是同一回事。（X）10?估計量是最優(yōu)線性無偏估計量，僅當(dāng)抽樣分布是正態(tài)分布時成立。（X）多項選擇題1?挪威經(jīng)濟學(xué)家弗里希認(rèn)為計量經(jīng)濟學(xué)是哪三部分知識的結(jié)合（ABC）。A經(jīng)濟理論B統(tǒng)計學(xué)C數(shù)學(xué)D會計學(xué)E哲學(xué)2?在多元線性回歸分析中，修正的判定系數(shù)R2與判定系數(shù)R2之間（AD）a.R2<R2B.R2三R2c.R2只能大于零D.R2可能為負(fù)值Y=b+bX3?對于樣本回歸直線廠12i，回歸平方和可以表示為(R2為決定系數(shù))(ABCDE)A工(Y-Y)2b2工(X-X)2AiB2ib工(X-X)(Y-Y)R2工(Y-Y)2C2iiDi工(Y-Y)2_工(Y-Y)2Eii4?下述統(tǒng)計量可以用來檢驗多重共線性的嚴(yán)重性(CE)。A相關(guān)系數(shù)DJB統(tǒng)計量BDW值C方差膨脹因子E偏相關(guān)系數(shù)5?設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)(包括截距項)，則總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為(BC)。工&-Y)2(n-k)A.乞e2■■(k-1)工(Y-Y)2(k-1)B工e2；(n-k)R2(k—1)C.(1—R2),(n—k)(1—R2)(n—k)D.R2(k—1)R2(n—k)E.(1-R2),(k-1)問答題1?給定一元線性回歸模型：Y=B+BX+u,i=1,2,3,…，ni12ii敘述一元線性回歸模型的假定；BB寫出參數(shù)1和2的最小二乘估計公式；說明滿足基本假定的最小二乘估計量的統(tǒng)計性質(zhì)寫出隨機誤差項方差的無偏估計公式。什么是多重共線性？它會引起什么樣的后果？請列舉多重共線性的解決辦法。3?什么是異方差性？異方差性對模型的OLS估計會造成哪些后果?計算與證明題1?設(shè)某商品的需求量Y（百件），消費者平均收入Xi（百元），該商品價格X2（元）。經(jīng)Eviews軟件對觀察的10個月份的數(shù)據(jù)用最小二乘法估計，結(jié)果如下：（被解釋變量為Y）VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STATProbC99.46929513.4725717.38309650.000X12.50189540.75361473.3198601X2-6.58074301.3759059-4.7828438R-squared0.949336Meanofdependentvar80.00000AdjustedR-squared（）S.D.ofdependentvar19.57890S.Eofregression4.997021Sumofsquaredresid174.7915Durbin-Watsonstat（）F一statistics65.582583完成以下問題：（至少保留三位小數(shù)）1）寫出需求量對消費者平均收入、商品價格的線性回歸估計方程。2）解釋偏回歸系數(shù)的經(jīng)濟含義。3）計算校正的判定系數(shù)。

（4）在10%的顯著性水平下對回歸進(jìn)行總體顯著性檢驗（顯著性水平法）。（5）在5%的顯著性水平下檢驗偏回歸系數(shù)（斜率）的顯著性（顯著性水平法）所需臨界值在以下簡表中選取：0.025(6)=2.447t0.025(7)=2.3650.025(8)0.025(6)=2.447t0.025(7)=2.3650.025(8)=2.3060.005(6)=3.7070.005(7)=3.499t0.005(8)=3.355F(2,7)二F(2,7)二4.740.05F(2,7)二3.260.10F(7,2)二99.40.05F(2,8)二4.460.05F(2,8)二3.110.10F(7,3)二27.70.05F(2,9)二4.260.05F(2,9)二3.010.10F(7,2)二19.40.1xC=i^Yib|iB^x|u/i〉/^x2ib2?對于一元線性回歸模型/_B1十B2=十《，如果令i,可知模型參數(shù)B2的最小b_cY_B+cub二乘估計量2ii2ii。試證明普通最小二乘估計量2在所有線性無偏估計量中具有最小方差。習(xí)題二單項選擇題1.下面哪一表述是正確的（D）。R1E卩二0A線性回歸模型Y-二卩0+匕Xi+巴的零均值假設(shè)是指ni=iiB對模型Y-二卩o+卩iXu+卩2X2i+巴進(jìn)行方程顯著性檢驗（即F檢驗），檢驗的零假設(shè)是C相關(guān)系數(shù)較大意味著兩個變量存在較強的因果關(guān)系D當(dāng)隨機誤差項的方差估計量等于零時，說明被解釋變量與解釋變量之間為函數(shù)關(guān)系2.下面哪一個必定是錯誤的（C）。A.Y—30+0.2Xr—0.8iiXYB.Y—-75+i.5Xr—0.9iiiXYC.Y—5-2.1Xr—0.78iiXYD.Y—-i2-3.5Xr—-0.96iiXY3?半對數(shù)模型Y二卩o+卩嚴(yán)%+卩中，參數(shù)Bi的含義是（C）。AX的絕對量變化，引起Y的絕對量變化BY關(guān)于X的邊際變化CX的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化DY關(guān)于X的彈性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(biāo)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(biāo)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(biāo)組成的數(shù)據(jù)D同一時點上不同統(tǒng)計單位不同統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)Y—b+bX+e八5?對于i—i2ii，以b表示回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有（D）Ab—0時，r=1Bb—0時，r=—1Cb—0時，r=0Db—0時，r=1或r=—16.當(dāng)DW=4時，說明（D）

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存在完全的正的一階自相關(guān)D存在完全的負(fù)的一階自相關(guān)7?計量經(jīng)濟學(xué)是一門（B）學(xué)科。數(shù)學(xué)B.經(jīng)濟C.統(tǒng)計D.測量8.在給定的顯著性水平之下，若DW統(tǒng)計量的下和上臨界值分別為dL和du,則當(dāng)dL<DW<du時，可認(rèn)為隨機誤差項D）。A存在一階正自相關(guān)B存在一階負(fù)自相關(guān)C不存在序列相關(guān)D存在序列相關(guān)與否不能斷定9.模型InY9.模型InY二InB+BInX+ui中，B2的實際含義是（B）。AXAX關(guān)于Y的彈性BY關(guān)于X的彈性CXCX關(guān)于Y的邊際傾向DY關(guān)于X的邊際傾向若回歸模型中的隨機誤差項存在一階自回歸形式的序列相關(guān)，則估計模型參數(shù)應(yīng)采用（C）普通最小二乘法加權(quán)最小二乘法廣義差分法工具變量法下列樣本模型中，哪一個模型通常是無效的（B）。CIAi（消費）=500+0.8i（收入）BQf（商品需求）=10+0.8—（收入）+0.9Pi（價格）QsPCQi（商品供給）=20+0.75i（價格）Y0.65L0.6K0.4Di（產(chǎn)出量）=i（勞動）i（資本）Y—BIBXIBx斗u12?用一組有30個觀測值的樣本估計模型/—B1十B2Xli十B3X2i十后,在0.05的顯著性bb水平下對2的顯著性作t檢驗，則2顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量大于等于（C）。At（30）Bt（28）Ct（27）DF（1,28）A0.05B0.025C0.025D0.02513?最小二乘準(zhǔn)則是指使（D）達(dá)到最小值的原則確定樣本回歸方程。

工Y-彳）tta.t=1maxY-YC.ttB.y-n八￡Y-Yttt=B.y-n八￡Y-Yttt=1A多重共線性B異方差性C.Yi的離差D.YC.Yi的離差D.Yi的離差16?容易產(chǎn)生異方差的數(shù)據(jù)是（C）。A時間序列數(shù)據(jù)B修勻數(shù)據(jù)C橫截面數(shù)據(jù)D年度數(shù)據(jù)￡e2=80017.已知含有截距項的三元線性回歸模型估計的殘差平方和為t，估計用樣本容量為n=24，則隨機誤差項Ut的方差估計量為（B）。A33.33B40C38.09D36.3618?參數(shù)估計量6是Yi的線性函數(shù)稱為參數(shù)估計量具有（A）的性質(zhì)。A.線性B.無偏性C.有效性D.—致性19?產(chǎn)量（X,臺）與單位產(chǎn)品成本（Y，元/臺）之間的回歸方程為Y=356—1?5X，這說明D）。A產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本增加356元B產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本減少1.5元C產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均增加356元D產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元總體平方和TSS、殘差平方和RSS與回歸平方和ESS三者的關(guān)系是（B）。RSS=TSS+ESSB.TSS=RSS+ESSC.ESS=RSS-TSSD.ESS=TSS+RSSC.ESS=RSS-TSS根據(jù)可決系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時有（C）。AF=1BF=－1CFf+8DF=022.對于模型Y二卩0+卩iXi+巴，如果在異方差檢驗中發(fā)現(xiàn)％廠（巴）二X?2,則用權(quán)加權(quán)最小二乘法估計模型參數(shù)時，權(quán)數(shù)應(yīng)為（D）。B.A.B.C.D.C.23.懷特檢驗法可用于檢驗（A）。A異方差性B多重共線性C序列相關(guān)D設(shè)定誤差24?已知DW統(tǒng)計量的值接近于2,則樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)P近似等于（A）。A.0B.-11D.0.5用于檢驗序列相關(guān)的DW統(tǒng)計量的取值范圍是（D）。A0WDWW1B—1WDWW1C—2WDWW2D0WDWW4根據(jù)樣本資料已估計得出人均消費支出Y對人均收入X的回歸方程為InY二2.00+°.751nX，這表明人均收入每增加1%,人均消費支出將增加（c）。A.2%B.0.2%C.0.75%D.7.5%某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型St二卩o+卩1Pt+巴描述（其中St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，決策者會削減t期的產(chǎn)量。由此判斷上述模型存在（B）。

A異方差問題A異方差問題C多重共線性問題B序列相關(guān)問題D隨機解釋變量問題28?計量經(jīng)濟模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（A）。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、市場均衡分析D季度分析、年度分析、中長期分析29?由Yo=Xo0可以得到被解釋變量的估計值，由于模型中參數(shù)估計量的不確定性及隨機y誤差項的影響，可知0是（C）。A.確定性變量B.非隨機變量C.隨機變量D.常量30?設(shè)Y表示實際觀測值，Y表示OLS回歸估計值，則下列哪項成立（D）。AY=YbY=Y判斷正誤題：正確的命題在括號里劃“J”錯誤的命題在括號里劃“X”1?隨機誤差項《與殘差項；是一回事。（X）2?線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數(shù)。（X）當(dāng)異方差出現(xiàn)時，常用的t檢驗和F檢驗失效。（V）DW值在0和4之間，數(shù)值越小說明正相關(guān)程度越大，數(shù)值越大說明負(fù)相關(guān)程度越大。（X）5?參數(shù)的無偏估計量總是等于參數(shù)本身。（X）6.最小方差估計量不一定是無偏的。（V）7?盡管有完全的多重共線性，OLS估計量仍然是最優(yōu)線性無偏估計量。（X）8?顯著性水平與p值是同一回事。（X）9?接受區(qū)域與置信區(qū)間是同一回事。（X）10.隨著自由度無限增大，t分布接近正態(tài)分布。（V）

多項選擇題1?在模型lnY-二ln卩。+卩嚴(yán)Xi+巴中（ABCD）。A.YA.Y與X是非線性的C.InY與0i是線性的E.Y與lnX是線性的B.Y與01是非線性的D.InY與lnX是線性的2.在多元線性回歸分析中，修正的判定系數(shù)R2與判定系數(shù)R2之間（AD）A.R2<R2B.R2三R2C.R2只能大于零D.R2可能為負(fù)值工(Y-Y)2(n—k)1—'丄乙(Y工(Y-Y)2(n—k)1—'丄乙(Y—Y)2(n-1)B.ii—工（Y‘-Y）2（n-k）A.iin—n—11—(1—R2)―-C.n—k1-(1-R2)斗D.n—11—(1+R2)E.4?下述統(tǒng)計量可以用來檢驗多重共線性的嚴(yán)重性（CE）。A相關(guān)系數(shù)DJB統(tǒng)計量BDW值C方差膨脹因子E偏相關(guān)系數(shù)5?設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)（包括截距項），則總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為(BC)。工(Y—Y)2(n—k)工&—Y)2(k—1)R2(k—1)iiA.工e2/(k—1)B.工e2/(n—k)C.(1—R2),(n—k)(1—R2)(n-k)R2(n-k)D.R2f(k-1)E.(1—R2).,(k—1)問答題1?給定一元線性回歸模型：Y=B+BX+u,i=1,2,3,…，ni12ii敘述一元線性回歸模型的假定；BB寫出參數(shù)1和2的最小二乘估計公式；說明滿足基本假定的最小二乘估計量的統(tǒng)計性質(zhì)(4)寫出隨機誤差項方差的無偏估計公式。2?數(shù)理經(jīng)濟學(xué)模型與計量經(jīng)濟學(xué)模型有什么區(qū)別?根據(jù)我國1978——2000年的財政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值X的統(tǒng)計資料，可建立如下的計量經(jīng)濟模型：Y=556.6477+0.1198xX（2.5199）（22.7229）R2=0.9609,S.E=731.2086,F=516.3338,DW=0.3474請回答以下問題：（1）何謂計量經(jīng)濟模型的自相關(guān)性？（2）試檢驗該模型是否存在一階自相關(guān)及相關(guān)方向,為什么？（3）自相關(guān)會給建立的計量經(jīng)濟模型產(chǎn)生哪些影響？(臨界值d(臨界值dL=^24忙143計算與證明題1?設(shè)某商品的需求量Y（百件），消費者平均收入Xi（百元），該商品價格X2（元）。經(jīng)Eviews軟件對觀察的10個月份的數(shù)據(jù)用最小二乘法估計，結(jié)果如下：（被解釋變量為Y）VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STATProbC99.46929513.4725717.38309650.000X12.50189540.75361473.3198601X2-6.58074301.3759059-4.7828438R-squared0.949336Meanofdependentvar80.00000AdjustedR-squared()S.D.ofdependentvar19.57890S.Eofregression4.997021Sumofsquaredresid174.7915Durbin-Watsonstat()F一statistics65.582583完成以下問題：（至少保留三位小數(shù)）1）寫出需求量對消費者平均收入、商品價格的線性回歸估計方程。2）解釋偏回歸系數(shù)的經(jīng)濟含義。3）計算校正的判定系數(shù)。4）在10%的顯著性水平下對回歸進(jìn)行總體顯著性檢驗（顯著性水平法）。5）在5%的顯著性水平下檢驗偏回歸系數(shù)（斜率）的顯著性（顯著性水平法）。所需臨界值在以下簡表中選?。?.025(6)=2.447t0.025(7)=2.3650.025(8)0.025(6)=2.447t0.025(7)=2.3650.025(8)=2.3060.005(6)=3.7070.005(7)=3.499t0.005(8)=3.355F(2,7)二F(2,7)二4.740.05F(2,7)二3.260.10F(7,2)二99.40.05F(2,8)二4.460.05F(2,8)二3.110.10F(7,3)二27.70.05F(2,9)二4.260.05F(2,9)二3.010.10F(7,2)二19.40.1Y—bIbx斗u假定一元線性回歸模型i12ii滿足古典線性回歸模型的基本假設(shè)。試證明參Bb數(shù)B2的OLS估計量b2是線性估計量和無偏估計量。

習(xí)題三一、單項選擇題1、多元線性回歸分析中，調(diào)整后的可決系數(shù)R2與可決系數(shù)R2之間的關(guān)系（A）A.R2A.R2=1-(1-R2)n—1

n-kR2=1—(1—R2)kD.n-12、半對數(shù)模型Yi=卩0+卩嚴(yán)Xi+巴中，參數(shù)卩1的含義是（D）Y關(guān)于X的彈性X的絕對量變動，引起Y的絕對量變動Y關(guān)于X的邊際變動X的相對變動，引起Y的期望值絕對量變動3工e2=800、已知五元線性回歸模型估計的殘差平方和為t，樣本容量為46，則隨機誤差項Ut的方差估計量&2為（D）A.33.33B.40C.38.09D.204、用于檢驗序列相關(guān)的DW統(tǒng)計量的取值范圍是（D）A.0WDWW1B.—1WDWW1—2WDWW2D.0WDWW45、如果回歸模型中解釋變量之間存在完全的多重共線性，則最小二乘估計量（A）A.不確定，方差無限大B.確定，方差無限大C.不確定，方差最小D.確定，方差最小6、在具體運用加權(quán)最小二乘法時,如果變換的結(jié)果是y1xu=P+P+-x1x2xx則Var（u）是下列形式中的哪一種？（B）A.&2xB.&2x2「D.b2logxx,x7、設(shè)x1‘x2為解釋變量，則完全多重共線性是（A）1°x+x=0122A.2xex2=0B.1200C．1x+C．1x+x+v122v是隨機誤差項)D.x+ex2=018、在下列產(chǎn)生序列相關(guān)的原因中，不正確的是(C)A.經(jīng)濟變量的慣性作用B.經(jīng)濟行為的滯后作用C.解釋變量的共線性D.設(shè)定偏誤9、設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)，n為樣本容量。則對多元線性回歸方程進(jìn)行總體顯著性檢驗時，所用的F統(tǒng)計量可表示為(A)R2(k-1)ESS(n-k)A(1-R2).'(n-k)b.RSS(k-1)R2(n-k)ESS/(k-1)C.(1-R2)：(k-1)D.TSS-'(n-k)10、在模型有異方差的情況下，常用的補救措施是(D)A.廣義差分法B.工具變量法C.逐步回歸法D.加權(quán)最小二乘法11、一元線性回歸分析中的回歸平方和ESS的自由度是(D)A.nB.n-1C.n-kD.112、回歸分析中使用的距離是點到直線的垂直坐標(biāo)距離。最小二乘準(zhǔn)則是指(D)工Y工Y“[ttA、使t=1達(dá)到最小值y-n八￡Y-YB、使t=1't達(dá)到最小值maxY一YmaxY一YC、使tt達(dá)到最小值工Y—Y)D、使t=11t達(dá)到最小值13、以下選項中，正確表達(dá)了序列相關(guān)的是(A)ACov(巴,pACov(巴,pj)豐0,i豐jB．Cov(巴,pj)=0,i豐jC．Cov(Xi,X.)豐0,心jijDCov(X.,pj)豐0,i豐j14、如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計量(C)A.無偏的，有效的B.有偏的，非有效的C.無偏的，非有效的D.有偏的，有效的15、把反映某一總體特征的同一指標(biāo)的數(shù)據(jù)，按一定的時間順序和時間間隔排列起來，這樣的數(shù)據(jù)稱為(B)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)二、判斷正誤題：正確的命題在括號里劃“V”錯誤的命題在括號里劃“X”。1、雙變量模型中，對樣本回歸函數(shù)整體的顯著性檢驗與斜率系數(shù)的顯著性檢驗是一致的。（V）2、多重共線性問題是隨機擾動項違背古典假定引起的。（X）3、在模型Y二B1+B2X2t+B3X3t+ut的回歸分析結(jié)果報告中，有F=263489.23,f的XYp值=0.000000，則表明解釋變量21對t的影響是顯著的。（X）4、線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數(shù)。（X）5、OLS就是使誤差平方和最小化的估計過程。（X）TSS/6、丫2是7ESS的比值。（X）7、P值和顯著性水平a是一回事。（X）8、計算OLS估計量無須古典線性回歸模型的基本假定。（V）9、雙對數(shù)模型的R2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。（V）10、較高的相關(guān)系數(shù)并不一定表明存在高度多重共線性。（V）三、多項選擇題1、以"厶表示統(tǒng)計量DW的下限分布，"u表示統(tǒng)計量DW的上限分布，則D-W檢驗的不確定區(qū)域是（BC）d<DW<4-dTOC\o"1-5"\h\zUU4-d<DW<4-dULd<DW<dC.LU4-d<DW<4L0<DW<dL

2、多重共線性的解決方法主要有（ABCD）保留重要的解釋變量，去掉次要的或可替代的解釋變量利用先驗信息改變參數(shù)的約束形式變換模型的形式綜合使用時序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)逐步回歸法以及增加樣本容量3、判定系數(shù)的公式為（BCD）RSSC.1-麗RSSESSRSSC.1-麗A.麗B.冠ESSESSD.ESS+RSSe.RSS4、檢驗序列相關(guān)的方法是（CE）A.F檢驗法B.White檢驗法C.圖形法D.帕克檢驗法E.DW檢驗法Y—b+bX+p5、對于一元樣本回歸模型i—12ii，下列各式成立的有(ABC)工p—0A.i工eX—0B.iiYeY—0C.ii工eY—0D.iiYP2E.i=0四、問答題1、針對多元古典線性回歸模型的基本假定是什么？2、試解釋R2（多重判定系數(shù)）的意義。3、什么是多重共線性？多重共線性有哪些實際后果？五、計算與證明題1、材料：為證明刻卜勒行星運行第三定律，把地球與太陽的距離定為1個單位。地球繞太陽公轉(zhuǎn)一周的時間為1個單位（年）。那么太陽系9個行星與太陽的距離（D）和繞太陽各公轉(zhuǎn)一周所需時間（T）的數(shù)據(jù)如下：obs水星金星地球火星木星土星天王星海王星冥王星DISTANCE0.3870.7