1、s亠=特別說明此資料來自豆丁網( ) 您現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、單項選擇題1、把反映某一總體特征的同一指標的數據，按一定的時間順序和時間間 隔排列起來，這樣的數據稱為（B ）A. 橫截面數據B.時間序列數據C. 修勻數據D.原始數據2、多元線性回歸分析中，調整后的可決系數臣2與可決系數人2之間的關系B. R'>R2C丘2on-kn-13、半對數模型乙=0+02加&+坷中，參數02的含義是（D ）A. Y關于X的彈性B. X的絕對量變動，引起Y的絕對量變動c. 丫關于x的邊際變動D. X的

2、相對變動，引起Y的期望值絕對量變動4、已知五元標準線性回歸模型估計的殘差平方和為工< =800,樣本容量為46,則隨機誤差項色的方差估計量夕為（A. 33.33B. 40C. 38.09D. 204#5、現用QLS法得到的樣本回歸直線為Ypx+piXi+ei,以下說法不正確的是（B ）工已=°A.C Y =YD（X）在回歸直線上#6、Goldfeld-Quandt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 D.設定誤差7、用于檢驗序列相關的DW統計量的取值范圍是（D ）A. 0 < DW < 1B.-1<DW<1C. -2<

3、DW<2D.0<DW<48、對聯立方程組模型估計的方法主要有兩類，即（A ）A. 單一方程估計法和系統估計法B. 間接最小二乘法和系統估計法c.單一方程估計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的回歸分析結果報告中，有F = 263489.23, F的卩值二0.000000 ,則表明（C ）A、解釋變量X2,對乙的影響是顯著的B、解釋變量X*對乙的影響是顯著的C、解釋變量X/和心對乙的聯合影響是顯著的.D、解釋變量X?/和心對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性，則最小二乘估

4、計 量的值為（ 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，方差最小在序列自相關的情況下，參數估計值仍是無偏的，其原因 是（C ）A. 無多重共線性假定成立B.同方差假定成立C. 零均值假定成立D.解釋變量與隨機誤差項不相關假定成立11、應用DW檢驗方法時應滿足該方法的假定條件，下列不是其假定條件 的為（ B ）A. 解釋變量為非隨機的B.被解釋變量為非隨機的C.線性回歸模型中不能含有滯后內生變量D.隨機誤差項服從一階自回歸12、在具體運用加權最小二乘法時，如果變換的結果是£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、經濟變量的時間序列數據大多存在序列相關性，在分布滯后模型中，這 種序列相關性就轉化為（B ）A.異方差問題B.多重共線性問題C.序列相關性問題D.設定誤差問題14、關于自適應預期模型和局部調整模型，下列說法錯誤的有（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. 它們的經濟背景不同D. 都滿足古典線性回歸模型的所有假設，故可直接用OLS方法進行估計15. 設某地區消費函數中，消費支出不僅與收入X有關，而且與消費者的 年齡構成有關，若將年齡構成分為小孩、青年人、成年人和老年人4個層次。假 設邊際消費傾向不變，考慮上

6、述年齡構成因素的影響時，該消費函數引入虛擬變 量的個數為（C ）A.1個B2個C.3個D. 4個16、個人保健支出的計量經濟模型為：乙=少+&2。2,+0*,+色，其中乙為保健年度支出；X,為個人年度收入；虛擬變量久£篤需上;色滿足古典假定。則大學以上群體的平均年度保健支出為（A.疋化| X門Q =°) = e+0X,B. E(YiXi.D2i=l) = ai+a2+/3Xi15#D.&C 6Z +17、在聯立方程結構模型中，對模型中的每一個隨機方程單獨使用普通最 小二乘法得到的估計參數是（B ）A.有偏且一致的B. 有偏不一致的C. 無偏但一致的D. 無偏

7、且不一致的#1618、下列宏觀經濟計量模型中投資（I）函數所在方程的類型為（D ）Yt=Ct + It+Gt< G = a。+ utJ 4 =00 +01X1 +02兒 +%2(A.技術方程式B制度方程式#C.恒等式行為方程式#19、在有M個方程的完備聯立方程組中，若用H表示聯立方程組中全部的內生變量與全部的前定變量之和的總數，用化表示第，個方程中內生變量與前 定變量之和的總數時，第i個方程過度識別時，則有公式（A ）成立。B. H Nj=MI-C H NT20、對自回歸模型進行估計時，假定原始模型的隨機擾動項滿足古典線性 回歸模型的所有假設，則估計量是一致估計量的模型有（B ）A. 庫

8、伊克模型B. 局部調整模型C. 自適應預期模型D. 自適應預期和局部調整混合模型二、多項選擇題1、設一階自回歸模型是庫伊克模型或自適應預期模型，估計模型時可用工 具變量替代滯后內生變量，該工具變量應該滿足的條件有（AE ）A.與該滯后內生變量高度相關B.與其它解釋變量高度相關C. 與隨機誤差項高度相關D.與該滯后內生變量不相關E. 與隨機誤差項不相關2、計量經濟模型的檢驗一般包括內容有（ABCD ）A、經濟意義的檢驗B、統計推斷的檢驗C、計量經濟學的檢驗D、預測檢驗E、對比檢驗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.滯后內生變量D. 前定變量E.內生變量B

9、D ）B.加權最小二乘法D.廣義差分法4、廣義最小二乘法的特殊情況是（A.對模型進行對數變換C. 數據的結合C9E. 增加樣本容量5、對美國儲蓄與收入關系的計量經濟模型分成兩個時期分別建模，重建時 期是19461954;重建后時期是19551963,模型如下：22重建時期： 重建后時期:關于上述模型，下列說法正確的是（ABCDA入=血泌2 -久4時則稱為重合回歸B. 入北入仏=久4時稱為平行回歸C. 入=入仏北爲時稱為共點回歸D. 入工兀右H九時稱為相異回歸E.入工=爲時，表明兩個模型在統計意義上無差異三、判斷題（判斷下列命題正誤，并說明理由）1、線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數。錯

10、線性回歸模型本質上指的是參數線性，而不是變量線性。同時，模型與 函數不是同一回事。E32、多重共線性問題是隨機擾動項違背古典假定引起的。 錯應該是解釋變量之間高度相關引起的。C93、通過虛擬變量將屬性因素引入計量經濟模型，引入虛擬變量的個數與樣 本容量大小有關。錯引入虛擬變量的個數樣本容量大小無關，與變量屬性，模型有無截距項有關。C9C3!E =人 + Au乙=A3 4- A4Xt +“2f23#4、雙變量模型中，對樣本回歸函數整體的顯著性檢驗與斜率系數的顯著性 檢驗是一致的。正確 要求最好能夠寫出一元線性回歸中，F統計量與T統計量的關系，即FE3的來歷；或者說明一元線性回歸僅有一個解釋變量，

11、因此對斜率系數的f檢 驗等價于對方程的整體性檢驗。5、如果聯立方程模型中某個結構方程包含了所有的變量，則這個方程不可 識別。正確沒有唯一的統計形式1、家庭消費支出（Y）、可支配收入（X）、個人個財富（X2 ）設定模型如下：嚴比 回歸分析結果為: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#回答下列問題（1）請根據上表中已有的數據，填寫表中畫

13、線處缺失結果（注意給出計算步驟）;（2）模型是否存在多重共線性？為什么?（3）模型中是否存在自相關？為什么?在0. 05顯著性水平下，dl和du的顯著性點 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)存在多重共線性；F統計量和，顯示

15、模型很顯著，但變量的r檢驗值都 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自相關。2、根據某城市19781998年人均儲蓄與人均收入的數據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試求解以下問題:(1 )取時間段19781985和1991199B 分別建立兩個模型。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)計算F統計量，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。請你繼續完成上述工作，并回答所做的是一項什么工作，其結論是什么?2/-3(2)利用y對兀回歸所得的殘差平方構造一個輔助回歸函數:=24

17、2407.2 +1.22996-2, 1.4090cr2, +1.0188dR20.5659,計算(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,。請你繼續完成上述工作，并回答所做的是一項什么工作，其結論是什 么？(3)試比較(1)和(2)兩種方法，給出簡要評價。答：(1)這是異方差檢驗，使用的是樣本分段擬和(Goldfeld-Quant), F = 4334.937 >4.28,因此拒絕原假設，表明模型中存在異方差。(2) 這是異方差 ARCH 檢驗,(n-p)R2 =18

18、*0.5659 = 10.1862>7.81,所 以拒絕原假設，表明模型中存在異方差。(3) 這兩種方法都是用于檢驗異方差。但二者適用條件不同：A、Goldfeld-Quant要求大樣本；擾動項正態分布；可用于截面數據和時 間序列數據。B、ARCH檢驗僅適宜于時間序列數據，且其漸進分布為分布。3、Sen和Srivastava ( 1971 )在研究貧富國之間期望壽命的差異時，利用101 個國家的數據，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是以美元計的人均收入； Y是以年計的期望壽命；Sen和Srivastava認為人均收入