計量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫帶答案

1、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)總復(fù)習(xí)題庫一、單項選擇題1計量經(jīng)濟(jì)學(xué)成為一門獨立學(xué)科的標(biāo)志是（B）。A1930年世界計量經(jīng)濟(jì)學(xué)會成立B1933年計量經(jīng)濟(jì)學(xué)會刊出版C1969年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎設(shè)立 D1926年計量經(jīng)濟(jì)學(xué)（Economics）一詞構(gòu)造出來2在計量經(jīng)濟(jì)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(jī)變量，其數(shù)值受模型中其他變量影響的變量是（ B ）。A內(nèi)生變量 B外生變量 C滯后變量 D前定變量3下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是（ D ）。A19912003年各年某地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值B19912003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

2、地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值4經(jīng)濟(jì)計量分析工作的基本步驟是（ A ）。A設(shè)定理論模型收集樣本資料估計模型參數(shù)檢驗?zāi)Ｐ虰設(shè)定模型估計參數(shù)檢驗?zāi)Ｐ蛻?yīng)用模型C個體設(shè)計總體估計估計模型應(yīng)用模型D確定模型導(dǎo)向確定變量及方程式估計模型應(yīng)用模型5將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量，這樣的變量稱為（ D ）。A虛擬變量 B控制變量 C政策變量 D滯后變量6同一統(tǒng)計指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為（ 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)7進(jìn)行相關(guān)分析時的兩個變量（ A ）。A都是隨機(jī)變量 B都不是隨機(jī)變量C一個是隨機(jī)變量，一個不是隨機(jī)變量 D隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以8表示x和y之間真實線性關(guān)系的是（

3、 C ）。A B C D9參數(shù)的估計量具備有效性是指（ B ）。A B C D10對于，以表示估計標(biāo)準(zhǔn)誤差，表示回歸值，則（ B ）。A BC D11產(chǎn)量（X，臺）與單位產(chǎn)品成本（Y，元/臺）之間的回歸方程為，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)品成本平均減少元12在總體回歸直線中，表示（ B ）。A當(dāng)X增加一個單位時，Y增加個單位B當(dāng)X增加一個單位時，Y平均增加個單位C當(dāng)Y增加一個單位時，X增加個單位D當(dāng)Y增加一個單位時，X平均增加個單位13以Y表示實際觀測

4、值，表示回歸估計值，則普通最小二乘法估計參數(shù)的準(zhǔn)則是使（ D ）。A B C D14用OLS估計經(jīng)典線性模型，則樣本回歸直線通過點_D_。A B C D15用一組有30個觀測值的樣本估計模型，在的顯著性水平下對的顯著性作t檢驗，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t大于（ D ）。A(30) B(30) C(28) D(28)16判定系數(shù)R2的取值范圍是（ C ）。AR2-1 BR21C0R21 D1R2117根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R21時，有（ D ）。AF1 BF-1 CF0 DF18回歸模型中，關(guān)于檢驗所用的統(tǒng)計量，下列說法正確的是（ D ）。A服從 B服從 C服從 D服從

5、19在二元線性回歸模型中，表示（ A ）。A當(dāng)X2不變時，X1每變動一個單位Y的平均變動。 B當(dāng)X1不變時，X2每變動一個單位Y的平均變動。C當(dāng)X1和X2都保持不變時，Y的平均變動。 D當(dāng)X1和X2都變動一個單位時，Y的平均變動。20按經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)是非隨機(jī)變量，且（ A ）。A與隨機(jī)誤差項不相關(guān) B與殘差項不相關(guān) C與被解釋變量不相關(guān) D與回歸值不相關(guān)21下面說法正確的是（ D ）。 A.內(nèi)生變量是非隨機(jī)變量 B.前定變量是隨機(jī)變量 C.外生變量是隨機(jī)變量 D.外生變量是非隨機(jī)變量 22回歸分析中定義的（ B ）。A.解釋變量和被解釋變量都是隨機(jī)變量 B.解釋變量為非隨

6、機(jī)變量，被解釋變量為隨機(jī)變量 C.解釋變量和被解釋變量都為非隨機(jī)變量 D.解釋變量為隨機(jī)變量，被解釋變量為非隨機(jī)變量 23.用一組有30個觀測值的樣本估計模型后，在的顯著性水平上對的顯著性作檢驗，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量大于等于（ C ）A. B. C. D. 24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，則表明模型中存在（C ）A.異方差性B.序列相關(guān)C.多重共線性D.高擬合優(yōu)度25.線性回歸模型 中，檢驗時，所用的統(tǒng)計量 服從( C )(n-k+1) (n-k-2) (n-k-1) (n-k+2)26. 調(diào)整的判定系數(shù) 與多重判定系數(shù) 之間有如下關(guān)系( D

7、 ) A. B. C. D. 27在多元線性回歸模型中對樣本容量的基本要求是(k 為解釋變量個數(shù))：（ C ）A nk+1 B n，故拒絕原假設(shè)H0：，即認(rèn)為參數(shù)是顯著的。（2）由于，故。（3）回歸模型R2=，表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81%，即收入對消費的解釋能力為81，回歸直線擬合觀測點較為理想。3已知估計回歸模型得 且，求判定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)。答：判定系數(shù)：=相關(guān)系數(shù)：4某計量經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾用19211941年與19451950年（19421944年戰(zhàn)爭期間略去）美國國內(nèi)消費和工資收入、非工資非農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)收入的時間序列資料，利用普通最小二乘法估計得出了以下回歸方程：

8、式下括號中的數(shù)字為相應(yīng)參數(shù)估計量的標(biāo)準(zhǔn)誤。試對該模型進(jìn)行評析，指出其中存在的問題。解答：該消費模型的判定系數(shù)，統(tǒng)計量的值，均很高，表明模型的整體擬合程度很高。計算各回歸系數(shù)估計量的t統(tǒng)計量值得：，。除外，其余T值均很小。工資收入的系數(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(jì)理論和生活常識都不符。另外，盡管從理論上講，非工資非農(nóng)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(yán)重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關(guān)系掩蓋

9、了各個部分對解釋消費行為的單獨影響。5.設(shè)消費函數(shù)為，其中為消費支出，為個人可支配收入， 為隨機(jī)誤差項，并且（其中為常數(shù)）。試回答以下問題：（1）選用適當(dāng)?shù)淖儞Q修正異方差，要求寫出變換過程；（2）寫出修正異方差后的參數(shù)估計量的表達(dá)式。解：（一）原模型： （1）等號兩邊同除以， 新模型：（2） 令則：（2）變?yōu)?此時新模型不存在異方差性。（二）對進(jìn)行普通最小二乘估計 其中 6.檢驗下列模型是否存在異方差性，列出檢驗步驟，給出結(jié)論。樣本共40個，本題假設(shè)去掉c=12個樣本，假設(shè)異方差由引起，數(shù)值小的一組殘差平方和為，數(shù)值大的一組平方和為。解：（1）（2）（3）（4），接受原假設(shè)，認(rèn)為隨機(jī)誤差項為同

10、方差性。7.根據(jù)我國19852001年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出資料，按照凱恩斯絕對收入假說建立的消費函數(shù)計量經(jīng)濟(jì)模型為：；其中：y是居民人均可支配收入，c是居民人均消費性支出要求：（1）解釋模型中和的意義；（2）簡述什么是模型的異方差性；（3）檢驗該模型是否存在異方差性；解答：（1）是指，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每變動一個單位，人均消費性支出資料平均變動個單位，也即指邊際消費傾向；指即使沒有收入也會發(fā)生的消費支出，也就是自發(fā)性消費支出。(2) 在線性回歸模型中，如果隨機(jī)誤差項的方差不是常數(shù)，即對不同的解釋變量觀測值彼此不同，則稱隨機(jī)項具有異方差性。(3) 存在異方差性，因為輔助回

11、歸方程，整體顯著；并且回歸系數(shù)顯著性地不為0。戈里瑟檢驗就是這樣的檢驗過程。8.一個由容量為209的樣本估計的解釋CEO薪水的方程為： 其中,Y表示年薪水平(單位:萬元), 表示年收入(單位:萬元), 表示公司股票收益(單位:萬元); 均為虛擬變量,分別表示金融業(yè)、消費品工業(yè)和公用業(yè)。假設(shè)對比產(chǎn)業(yè)為交通運(yùn)輸業(yè)。（1）解釋三個虛擬變量參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義。（2）保持和不變，計算公用事業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)之間估計薪水的近似百分比差異。這個差異在1%的顯著性水平上是統(tǒng)計顯著嗎（3）消費品工業(yè)和金融業(yè)之間估計薪水的近似百分比差異是多少解答：（1）的經(jīng)濟(jì)含義為：當(dāng)銷售收入和公司股票收益保持不變時，金融業(yè)的CEO要比

12、交通運(yùn)輸業(yè)的CEO多獲個百分點的薪水。其他兩個可類似解釋。（2）公用事業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)之間估計薪水的近似百分比差異就是以百分?jǐn)?shù)解釋的參數(shù)，即為%.由于參數(shù)的t統(tǒng)計值為,它大于1%的顯著性水平下自由度為203的t分布 臨界值,因此這種差異統(tǒng)計上是顯著的。）(3) 由于消費品工業(yè)和金融業(yè)相對于交通運(yùn)輸業(yè)的薪水百分比差異分別為%與%,因此他們之間的差異為%=%。9已知結(jié)構(gòu)式模型為式1： 式2：其中，和是內(nèi)生變量，和是外生變量。（1）分析每一個結(jié)構(gòu)方程的識別狀況； （2）如果0，各方程的識別狀況會有什么變化解答：方程1：利用秩條件，得被斥變量的參數(shù)矩陣（-2），其秩為1，與方程個數(shù)減1相等，故可知方程1可識別；再利用階條件，方程2排除的變量個數(shù)正好與剩下的方程個數(shù)相等，可知方程1恰好識別。方程2：利用秩條件，得被斥變量的參數(shù)矩陣（-2），其秩為1，與方程個數(shù)減1相等，故可知方程2可識別；再利用階條件，方程2排除的變量個數(shù)正好與剩下的方程個數(shù)相等，可知方程1恰好識別。（2）方程1仍是恰好識別的，但方程2包括了模型中所有變量，故是不可識別的。設(shè)有聯(lián)立方程模型：消費函數(shù)： 投資函數(shù)： 恒等式：其中，為消費，為投資，為收入，為政府支出，和為隨機(jī)誤差項，請回答：（1）指出模型中的內(nèi)生變量、外生變量和前定變量 （2）用階條件和秩條件識別該聯(lián)立方程