計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試卷匯總_(含答案)

1、選擇題（單選題 110 每題 1 分，多選題 1115 每題 2 分，共 20 分）1、在多元線性回歸中，判定系數(shù) R2 隨著解釋變量數(shù)目的增加而 BA. 減少B 增加C.不變D 變化不定2、 在多元線性回歸模型中，若某個(gè)解釋變量對(duì)其余解釋變量的判定系數(shù)接近1 ，則表明模型 中存在 CA異方差性B 序列相關(guān)C 多重共線性 D 擬合優(yōu)度低3、經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型是指 DA. 投入產(chǎn)出模型 B. 數(shù)學(xué)規(guī)劃模C.模糊數(shù)學(xué)模型D.包含隨機(jī)方程的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型4、當(dāng)質(zhì)的因素引進(jìn)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型時(shí)，需要使用 DA. 外生變量 B. 前定變量C.內(nèi)生變量 D.虛擬變量5、 將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量，這樣的變量稱為DA

2、. 虛擬變量 B. 控制變量C.政策變量 D.滯后變量6、 根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出 丫對(duì)人均收入X的回歸模型Ln 丫=5+0.75LnX,這 表明人均收入每增加 1%，人均消費(fèi)支出將預(yù)期增加 BA . 0.2%B . 0.75%C . 5%D . 7.5%7、對(duì)樣本相關(guān)系數(shù)r，以下結(jié)論中錯(cuò)誤的是DA. 越接近于1 , 丫與X之間線性相關(guān)程度越高B. 越接近于0, 丫與X之間線性相關(guān)程度越弱C. -1 < r < 1D .若r=0,則X與丫獨(dú)立8、 當(dāng)DW>4-d l,則認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng) 8A .不存在一階負(fù)自相關(guān) B .無(wú)一階序列相關(guān)C .存在一階正自相關(guān)D .存在

3、一階負(fù)自相關(guān)9、如果回歸模型包含二個(gè)質(zhì)的因素，且每個(gè)因素有兩種特征，則回歸模型中需要引入A .一個(gè)虛擬變量B .兩個(gè)虛擬變量C .三個(gè)虛擬變量D .四個(gè)虛擬變量10、線性回歸模型I-, | U- .1.中，檢驗(yàn) Ho：i =0 （i=1 , 2，k ）C.t (n-k-1)D.t (n-k+2)11、對(duì)于經(jīng)典的線性回歸模型，各回歸系數(shù)的普通最小二乘法估計(jì)量具有的優(yōu)良特性有ABCA .無(wú)偏性B .有效性C .一致性D .確定性 E .線性特性12、經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型主要應(yīng)用于 ABCDA .經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè) B .經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析C 評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策D 政策模擬13、常用的檢驗(yàn)異方差性的方法有 ABC、A 戈里瑟檢驗(yàn)

4、 B 戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn)C 懷特檢驗(yàn)D DW檢驗(yàn)E 方差膨脹因子檢測(cè)14、對(duì)分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，會(huì)遇到的困難有BCEA 不能有效提高模型的擬合優(yōu)度B 難以客觀確定滯后期的長(zhǎng)度C 滯后期長(zhǎng)而樣本小時(shí)缺乏足夠自由度 D 滯后的解釋變量存在序列相關(guān)問(wèn)題E解釋變量間存在多重共線性問(wèn)題15、常用的檢驗(yàn)自相關(guān)性的方法有 BCDA .特征值檢驗(yàn)B .偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)C.布羅斯戈弗雷檢驗(yàn)D . DW檢驗(yàn) E .懷特檢驗(yàn)二、判斷正誤(正確打"，錯(cuò)誤打X,每題1分，共10分，答案填入下表)1、在存異方差情況下采用的普通最小二乘回歸估計(jì)是有偏估計(jì)2、 DW統(tǒng)計(jì)量的值接近于2，則樣

5、本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)？近似等于03、方差膨脹因子檢測(cè)法可以檢測(cè)模型的多重共線性_X T4、 設(shè)有樣本回歸直線Y? 2?X, X、丫為均值。則點(diǎn)(，)一定在回歸直線上5、回歸模型丫 ibobXib2X2沖，檢驗(yàn)Hob0時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量b?_b1服?從于s(b 1) (2 n 2)6、用一階差分變換消除自相關(guān)性是假定自相關(guān)系數(shù)為1 7、解釋變量x為非隨機(jī)變量，則解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)8、在Eviews中，常利用SCAT命令繪制趨勢(shì)圖。9、懷特檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性的方法之一o10、多重共線性的存在會(huì)降低OLS估計(jì)的方差。三、填空題（每空2分，共20分）1、 古典回歸模型假定中的

6、隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的方差等于常數(shù)的假定被破壞，則稱模型出現(xiàn)了異方差 性 。2、方差膨脹因子（VIF）的倒數(shù)稱為 容許度3、 采用DW檢驗(yàn)自相關(guān)時(shí)，DW值的范圍是0-dl_時(shí)，認(rèn)為存在正自相關(guān)。4、 判定系數(shù)R2可以判定回歸直線擬合的優(yōu)劣，又稱為模型的可解釋程度。5、 在Eviews軟件中，建立工作文件的命令是create。6、 在古典回歸模型假定中，要求隨機(jī)誤差項(xiàng)之間互不相關(guān)。7 u. A Y7、 若一元線性回歸模型i 01 ii存在一階、二階自相關(guān)性，使用廣義差分變換，變換后的被解釋變量 丫*= 丫 一 pYt-1 pYt-2。8、對(duì)于有限分布滯后模型，解釋變量的滯后長(zhǎng)度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)

7、的容量就會(huì)減少一個(gè)。9、 設(shè)某城市的微波爐需求函數(shù)為lnY? 120 0.5ln X 0.2In P,其中：丫為需求，X為消費(fèi)者收入，P為價(jià)格。在P上漲10%的情況下，收入必須，才能保持原有的需求水平。10、若有若干年的某經(jīng)濟(jì)變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有1月、5月、10月、12月表現(xiàn)出季節(jié)變動(dòng)，則應(yīng)引入的虛擬變量個(gè)數(shù)為_(kāi)4四、分析題(40分)1、根據(jù)8個(gè)企業(yè)的廣告支出X和銷售收入丫的資源，求得：藝戈i = 108= 480工X： = 1620貉-6870 工冒=30000試用普通最小二乘法確定銷售收入 丫對(duì)廣告支出X的回歸直線，并說(shuō)明其經(jīng)濟(jì)含義。(6分) 根據(jù)某地共39年的總產(chǎn)出丫、勞動(dòng)投入L和資

8、本投入K的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通最小二乘法估 計(jì)得出了下列回歸方程：(6分)in Y = -3.93S+l.4511iiL十0.3841 InK(-16.616)(17.470)(8.000)R2=0.9946 , DW=0.858。式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的t檢驗(yàn)值。在5%的顯著性水平之下，查t分布表t°.°25(36)=2.030，由 DW 檢驗(yàn)臨界值表，得 dL=1.38，du=1.60。問(wèn)：(1) 題中所估計(jì)的回歸方程的經(jīng)濟(jì)含義；(2) 該回歸方程的估計(jì)中存在什么問(wèn)題？(3) 應(yīng)如何改進(jìn)？3、y a bxii。樣本點(diǎn)共28個(gè)，本題假設(shè)去掉樣本點(diǎn)c= 8個(gè)，xi數(shù)值小

9、的一組回歸殘差平方和為RSS1= 2579.59，xi數(shù)值大的一組回歸殘差平方和為 RSS2= 63769.67。查表 Fo.o5(10,10)=3.44。問(wèn)：(6 分)(1) 這是何種方法，作用是什么？(2) 簡(jiǎn)述該方法的基本思想；(3) 寫出計(jì)算過(guò)程，并給出結(jié)論4、為研究體重與身高的關(guān)系，我們隨機(jī)抽樣調(diào)查了51名學(xué)生。(其中36名男生，15名女生)并得到如下兩種回歸模型：其中，w為體重(單位：磅)；h為身高(單位：英寸)(6 分)W = -232.0655I 十 5.5662 h(模型 1)t = (-5.2066) (8.6246)W = -122.9621 十 23.8238 D 十

10、3.7402 h (模型 2)t = (-2.5884) (4.0149) (5.1613)1：男生D0:女生 請(qǐng)回答以下問(wèn)題：(1) 你將選擇哪一個(gè)模型？為什么？(2) 如果選擇了另外一個(gè)模型，將會(huì)犯什么錯(cuò)誤 ？(3) D的系數(shù)說(shuō)明了什么？5、利用某地區(qū)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，建立糧食生產(chǎn)函數(shù)如下：(10分)Depe ndent Variable: YVariable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob.8128.79124.951301.2304560.10290.5432720.0786531.2655890.08753.4923550.034267

11、25.798120.0000R-squared0.991256 F-statistic 787.8341Adjusted R-squared 0.990938 Prob(F-statistic) 0.000000Durbi n-Watson stat 1.200916其中，丫一糧食產(chǎn)量（億斤），L農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（萬(wàn)人），S播種面積（萬(wàn)畝）（1）寫出生成該回歸方程窗口的 Eviews命令；（2）寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型；（3）對(duì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并說(shuō)明檢驗(yàn)的意義；（4）對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)（dL=1.224，du=1.553）；（5）若存在自相關(guān)性，簡(jiǎn)述消除方法，寫出 Eviews命令。6 利

12、用我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額 丫與GDP指數(shù)X的歷年統(tǒng)計(jì)資料建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型之 后，再利用EViews軟件有關(guān)命令輸出殘差檢驗(yàn)的以下結(jié)果：（6分）AutocorrelationPartial CorrelationACPAC Q-Stat Prob10.3190.3192 45410.1172 -0.571-0.749107520.0053a £8223 2230 ooo4-0 081-0.25123.4160.0005 450-0.22129 5290.000g0.307-0.4732965o.oao（1）寫出產(chǎn)生該窗口的Eviews命令，該結(jié)果說(shuō)明了什么問(wèn)題?（2）采用什么方法

13、修正模型？寫出使用EViews軟件估計(jì)模型時(shí)的有關(guān)命令五、論述題（10分）根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究的步驟，論述如何建立和應(yīng)用糧食需求回歸模型第一學(xué)期試卷答案（A）四、分析計(jì)算題一XYXn 2 Y -6870一80 1. b? 2.41（1 分）2XTT1620 竺X in8YXa? y b效 i 2.41 i 27.465（1 分）n n估計(jì)回歸方程為：y? 27.4652.41x （2分）解釋經(jīng)濟(jì)意義（2分）2、 （ 1）L增長(zhǎng)（變化）1 %, 丫增長(zhǎng)（變化）1.451 %; K增長(zhǎng)（變化）1 %, 丫增長(zhǎng)（變化）0.384 %。（2分）（2）DWvdl，模型存在一階正自相關(guān)；（2分）（3）應(yīng)采用廣

14、義差分法修正。（2分）3、 （1）這是G Q檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲钚?。?分）（2）略（2分）（3） 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量F=RSS2/RSS1=24.72 ;比較統(tǒng)計(jì)量F與臨界值 尸。.。5（10,10） , FF°.05（1O,1O）說(shuō)明模型存在異方差性。（2分）4、（1）因?yàn)槟Ｐ?中D的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上顯著，所以選擇模型（2）; （2分）（2）遺漏了對(duì)被解釋變量有顯著影響的變量，不能反映性別因素對(duì)身高的影響，（2分）（3）總體上講，男生的體重大于女生的體重。（2分）5、（1） LS Y C L S （1 分）(2) Y 8128.791 0.5433L3.4924S (2 分)（

15、3）R2=0.9913，表明模型有較高的擬合優(yōu)度，（1分）F的概率近似為0,表明模型對(duì)總體擬合顯著（1分）T檢驗(yàn)：L影響不顯著；S影響較顯著。（1分）（4）由于0<DWv dL=1.224，故模型存在一階自相關(guān)性。（2分）（5）采用廣義差分法修正模型LS C X AR（1）（ 2分）6、（1） IDENT（5） RESID，該結(jié)果說(shuō)明模型存在二階自相關(guān)性。（2 分）(2)采用廣義差分法來(lái)修正投資函數(shù)模型。（2分）(3)LS Y C X AR(2)(2 分)第一學(xué)期試卷答案（B）選擇題（單選題110每題1分，多選題11 15每題2分，共20分）1 .在C-D生產(chǎn)函數(shù)Y AL KA、 和是彈

16、性B、A和是彈性C、A和是彈性D、A是彈性2 .同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)按時(shí)間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為A、橫截面數(shù)據(jù) B、時(shí)間序列數(shù)據(jù) C、修勻數(shù)據(jù) D、原始數(shù)據(jù)3 .回歸分析中，用來(lái)說(shuō)明擬合優(yōu)度的統(tǒng)計(jì)量為A、相關(guān)系數(shù)B、回歸系數(shù)C、判定系數(shù)D、標(biāo)準(zhǔn)差b?4 .回歸模型yi b。 mxii中，檢驗(yàn) 屮:小 0時(shí)，所用統(tǒng)計(jì)量S1b?bA、服從 2 n 2 B、服從t n 1 C、服從2 n 1 D、服從t n 25 如果回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差，則模型參數(shù)的普通最小二乘估計(jì)量A、無(wú)偏且有效B、無(wú)偏但非有效 C、有偏但有效D、有偏且非有效6 若回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差性，則估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用A、普

17、通最小二乘法B、廣義差分法C、加權(quán)最小二乘法D、工具變量法7 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)系數(shù)？近似等于A、1 B、-1C_、0 D、0.58 在線性回歸模型中，若解釋變量Xi和X 2的觀測(cè)值成比例，即有XiikX2i，其中k為非零常數(shù)，則表明模型中存在A、多重共線性B、方差非齊性C、序列相關(guān) D、設(shè)定誤差12#9.設(shè)個(gè)人消費(fèi)函數(shù)yibobixii中，消費(fèi)支出丫不僅同收入X有關(guān)，而且與消費(fèi)者年齡構(gòu)成有關(guān)，年齡構(gòu)成可分為青年、中年和老年三個(gè)層次，假設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，則考慮年齡因 素的影響，該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)應(yīng)為A、1 個(gè)B_、2個(gè)C、3個(gè)D、4個(gè)10.在

18、分布滯后模型ytab°xtb1Xt1b2Xt 2t中，短期影響乘數(shù)為b1B、b1C、b0D_、b0A、1 a1a11.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型主要應(yīng)用于ABCDA、經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)B、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析C、評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策D、實(shí)證分析BDE12若 表示隨即誤差項(xiàng)，e表示殘差，則下列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的表述形式正確的有:A、ybobiXiB、ybobiXiiC、y bob iXiD、y? b?) b?Xi E、yb? b?Xi e13 .常用的檢驗(yàn)異方差性的方法有：ABCA、戈里瑟檢驗(yàn)B、戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn)C、懷特檢驗(yàn)D、DW檢驗(yàn) E、方差膨脹因子檢測(cè)14. 對(duì)自回歸模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)時(shí)，直接用DW檢驗(yàn)，則一般：CE

19、A、DW 值趨近于0 B、DW 值趨近于4C、DW 值趨近于2D、DW 檢驗(yàn)有效E、DW 檢驗(yàn)無(wú)效15. 對(duì)分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，會(huì)遇到的困難有：A、無(wú)法估計(jì)無(wú)限分布滯后模型參數(shù)B、難以客觀確定滯后期長(zhǎng)度C、滯后期長(zhǎng)而樣本小時(shí)缺之足夠自由度D、滯后的解釋變量存在丿予列相關(guān)冋題E、解釋變量間存在多重共線性問(wèn)題、填空（20 分）1. 使用OLS法估計(jì)古典回歸模型yi bo bixii,若iN 0, 22Nb1, S<x或ABCDE,則b?N b1,2 2Xi x2. 估計(jì)線性回歸模型時(shí)，可以將總平方和分解為回歸平方和與殘差平方和，其中回歸平方和表 示被解釋變量的變化中

20、可以用回歸模型來(lái)解釋的部分。3設(shè)某商品需求函數(shù)為InY? 120 0.5ln X 0.2ln P，其中丫為需求量，X為消費(fèi)者收入，P為 該商品價(jià)格。若價(jià)格上漲10%，則需求將 下降2%，此時(shí)收入應(yīng)增加4%才能保持原有的需求水平。4. 若所建模型的殘差分布呈現(xiàn)出周期性波動(dòng)、或誤差有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)，則表明模型可能存在自相關(guān)性或異方差性。5戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)樣本容量較大、異方差性呈遞增或遞減趨勢(shì)變化的情況。6. 若使用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性，則在EVIEWS軟件中，其命令為 IDENTRESID。7. 在模型中引入多個(gè)虛擬變量時(shí)，虛擬變量的個(gè)數(shù)應(yīng)按下列原則確定：如果有 M個(gè)

21、互斥的屬性類型，則在模型中引入 M 1個(gè)虛擬變量。8. 估計(jì)模型yt a b°xt b1Xt 1 b2Xt 2 b3Xt 3 t，假設(shè)bi可用一個(gè)二次多項(xiàng)式逼近，則利用阿爾蒙法估計(jì)模型的EVIEWS軟件命令為 丫 C PDL(X,3,2)。三、判斷正誤(正確打"，錯(cuò)誤打X，每題1分，共10分，答案填入下表)1 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)通過(guò)建立模型定量分析經(jīng)濟(jì)變量之間的確定性關(guān)系。2. 總體回歸直線是解釋變量取各給定值時(shí)被解釋變量條件均值的軌跡。3. 使用普通最小二乘法估計(jì)模型時(shí)，所選擇的回歸模型使得所有觀察值的殘差和達(dá)到最小。4 若建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的目的是用于預(yù)測(cè)，則要求模型的遠(yuǎn)期擬合誤

22、差較小5. 當(dāng)yi y 2確定時(shí)，y? y 2越小，表明模型的擬合優(yōu)度越好。6. 在模型中增加解釋變量會(huì)使得判定系數(shù)增大，但調(diào)整的判定系數(shù)不一定增大。7使用高斯-牛頓迭代法估計(jì)非線性回歸模型時(shí)，只有誤差精度的設(shè)定不同會(huì)影響迭代估計(jì)的 結(jié)果。8. 當(dāng)模型存在異方差性、自相關(guān)性或多重共線性時(shí)，OLS估計(jì)都不再是有效估計(jì)。9. 隨著多重共線性程度的增強(qiáng)，方差膨脹因子以及系數(shù)估計(jì)誤差都在增大。10. EVIEWS中，利用葛蘭杰方法檢驗(yàn)變量 X是否為丫變化的原因時(shí)，若F統(tǒng)計(jì)量大于給定顯 著水平 下的臨界值F，則X不是丫變化的原因。五、計(jì)算分析（40分）1. 假設(shè)已經(jīng)得到關(guān)系式丫 bo biX的最小二乘估

23、計(jì)，試問(wèn)：（6分）（1）假設(shè)決定把X變量的單位擴(kuò)大10倍，這樣對(duì)原回歸的斜率和截距項(xiàng)會(huì)有什么樣的影響？ 如果把丫變量的單位擴(kuò)大10倍，又會(huì)怎樣？（2）假定給X的每個(gè)觀測(cè)值都增加2，對(duì)原回歸的斜率和截距會(huì)有什么樣的影響？如果給 丫 的每個(gè)觀測(cè)值都增加2，又會(huì)怎樣？2. 現(xiàn)有根據(jù)中國(guó)1980-2000年投資總額X與工業(yè)總產(chǎn)值丫的統(tǒng)計(jì)資料，用EVIEWS軟件估計(jì) 的結(jié)果如圖1，請(qǐng)根據(jù)要求依次答題。（18分）Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresSate: 11Z22TO Time: 21:35Sample: WBC 2000Inckded ob

24、seivalions: 21VariableCaeflicierrtStd Error 1-StatisticProbC1 452109D. 190925.6056410.0D00LOG(X)0.670419D.021727 AC 0610.0000R-squared0.9883)0Mean dependent vsr9031179.Adjusted R-squared0.9876S4S.D dependent var1 062296S.E. of regressionD. 117889Akaike info criterion-1.347752Sum squared re aid0.2640

25、59SctikA/ar; crit erion-1.248273Log likelihcocJ16.15139F-statistic1604.9S2Dwrbin-Watscrt stat0 451709Prob(F-statistic)0000000(1) 寫出能得到圖1估計(jì)結(jié)果的EVIEWS命令；(2) 根據(jù)圖1估計(jì)結(jié)果寫出相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型；(3) 對(duì)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并解釋各種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的意義;(4) 模型中，解釋變量前的系數(shù)有什么含義？在經(jīng)濟(jì)學(xué)中它表示什么？ (5)若給定顯著性水平 0.05, dL 1.22,du1.42,檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性;(6) 若本模型存在自相關(guān)性，應(yīng)

26、該用什么方法解決？寫出本題中解決模型自相關(guān)性的EVIEWS 命令；(7) 用DW法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性有什么局限性？若存在高階自相關(guān)，可以用什么方法檢驗(yàn)？3.已知根據(jù)我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭 1955 1985年人均收入和人均儲(chǔ)蓄的數(shù)據(jù)資料，可以建立并估計(jì)出如下A、B兩種儲(chǔ)蓄模型：(6分)A: S? 33.40.17X tt (-2.9) (4.1)R2 = 0.833，DW = 0.398B: S?61.70.256Xt 55.7D 0.252DXt(-2.8) (8.1) (3.9) (-9.2)R 0.967,DW = 1.67式中，St為人均儲(chǔ)蓄，X t為人均收入，且以1955年的物價(jià)水平為10

27、0，從St和X t中扣除了物 價(jià)t 1979上漲因素，t代表年份，D。1 0 t 1979試回答以下問(wèn)題：(1) 你將選擇哪一個(gè)模型？為什么？(2) 若D與DXt的影響是顯著的，則代表了什么含義；(2) 寫出該儲(chǔ)蓄模型的等價(jià)形式，分析其經(jīng)濟(jì)含義；4. 現(xiàn)有某地區(qū)制造行業(yè)歷年庫(kù)存 丫與銷售額X的統(tǒng)計(jì)資料，使用分布滯后模型建立庫(kù)存函數(shù),若在EVIEWS軟件中使用阿爾蒙法估計(jì)模型，設(shè)有圖 2和圖3輸出，請(qǐng)依次回答問(wèn)題。(10分)YX-0i tag1 0.9934 0.993411 D7561 0.769 III2 0.4090 0 45b=1 '3 0.2751 0.2623 11 i4 0

28、.1622 0.1405J 113i5 0 0066 0 0675L i1|i6 0.0427 0.0293117 0.C201 0 012211i 0.0042 0.009圖VariatleCoefficientStd. Errort-StatistfcProb.C-7140.7541992.988-3.5829400.0033PDLJ11.1311420.1799316 284J27OJOOOOPDL020.0377390.1624570.2322990.9199PDL0304321560.166464-2.5950060.0222R-squaredD.996797Mean depende

29、nt var81 69 00Adjust&d. R-&quar&d0.996058S D dependent var2799174S.E. of regression1757.4F8Akaike info criterion17.98345Sim squared40152542Schwarz crrterionW.1795CLog tikelihood-148.8593F-st artistic134B.639Durbin-Watscrt stat1.646202Prob(F-statistic)0.00000cLag Distribution of XiCoeffic

30、ientStd. Errort-Slatistic1 、0.661250 165483.9959511 131140179995.2844320.736730164284.4B4623-0 522000.23481-2.22312(1) 寫出能得到圖2的EVIEWS命令，并說(shuō)明此命令的作用;(2) 根據(jù)圖2寫出庫(kù)存函數(shù)的設(shè)定形式；(3) 若假定該模型為解釋變量滯后 3期的分布滯后模型，系數(shù)bi可以用二次多項(xiàng)式逼近, 寫出能得到圖3的EVIEWS命令；(4) 根據(jù)圖3分別寫出阿爾蒙變化之后的模型以及原分布滯后模型；(5) 根據(jù)估計(jì)出的分布滯后模型分別求短期乘數(shù)、延期乘數(shù)、長(zhǎng)期乘數(shù)，并解釋各種乘數(shù)

31、的含義x=x *，于是第一學(xué)期試卷答案(B)四、計(jì)算分析(40 分)為原變量X單位擴(kuò)大10倍的變量，則1 . (1)記 X10Y bo biX bo bi X* bo bl X*10 10可見(jiàn)，解釋變量的單位擴(kuò)大10倍時(shí)，回歸的截距項(xiàng)不變，而斜率項(xiàng)將會(huì)成為原回歸系數(shù)的1/10。（ 1 分）*Y同樣地，記丫 *為原變量丫單位擴(kuò)大10倍的變量，貝U 丫=一 *，于是10¥一b0 b1X10即 丫 *10b010b1X可見(jiàn)，被解釋變量的單位擴(kuò)大10倍時(shí)，截距項(xiàng)與斜率項(xiàng)都會(huì)比原回歸系數(shù)擴(kuò)大10倍。（1分）（2）記X *二X+2，則原回歸模型為丫 b0b1Xb0 b1X*2b02b1*b1X*

32、記丫=Y+2，則原回歸模型為*丫 2b0b1X即Yb02b1X可見(jiàn)，無(wú)論解釋變量還是被解釋變量以加法的形式變化，都會(huì)造成原回歸模型的截距項(xiàng)變 化，而斜率不變。（4分）2 . (1) LS LNY C LNX (2 分)(2) LNY=1.4521+0.8704LNX(2 分)(3) 經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：解釋變量前的系數(shù)值在 0到1之間，是合理的；(1分) 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：判定系數(shù) R2值為0.9883，接近1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的近似程度較好；方程的顯著性檢驗(yàn)：F統(tǒng)計(jì)量值為1604.95，大于給定顯著性水平下的臨界值，顯著性概率為0,小于給定顯著性水平0.05，表明解釋變量與被解釋變量的線

33、性關(guān)系 在總體上是顯著的；變量的顯著性檢驗(yàn)：模型中，常數(shù)項(xiàng)和解釋變量的 T檢驗(yàn)值分別為7.6、 40.06，都大于給定顯著性水平下的臨界值，顯著性概率小于0.05，說(shuō)明其對(duì)被解釋變量的單獨(dú)影響是顯著的。(3分)(4) 表示當(dāng)投資增加1 %時(shí)，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.8704 %，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，這個(gè)系數(shù)表示投入產(chǎn)出彈性。(2分)(5) DW = 0.4517，0<DW< dL 1.22,所以模型存在一階正自相關(guān)性。(2分)(6) 采用廣義差分法解決，LS LOG(Y) C LOG(X) AR(1) (2分)(7) 局限性：只能檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)；有兩個(gè)無(wú)法判定的區(qū)域；若解釋變量中有

34、被解釋變量的滯后項(xiàng)，則不能用DW法檢驗(yàn)。(3分)高階自相關(guān)可以用偏相關(guān)系數(shù)法或BG法檢驗(yàn)。(1分)3. (1)將選擇B模型，因?yàn)锽的解釋變量都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且擬合優(yōu)度較模型A高，DW值接近2,模型不存在一階自相關(guān)，而模型 A擬合優(yōu)度較B低，且DW值很小，存在一階自相關(guān)。(2分)(2) 表明制度因素對(duì)儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率的影響都是顯著的，即儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率在1979年前后有顯著差異。(2分)(3) 等價(jià)形式：S?6.00.004X t1979年以前（D= 1）S? 61.70.256X t1979年以后（D = 0）可以看出，儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率在 1979年前后有顯著差異：1979年之

35、前，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向僅為0.004,即收入增加一元儲(chǔ)蓄平均增加 4厘；而在1979一 1985年期間, 城鎮(zhèn) 居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向高達(dá)0.256。（2分）4. （1） CROSS Y X作用：輸入此命令后，系統(tǒng)將輸出 y與x以及x滯后1、2、3p期的各期相關(guān)系數(shù)，可以初步判斷滯后期長(zhǎng)度k。（2分）（2）yt a boxt bxt 1 t （1 分）（3）LS Y C PDL（X,3,2）（1 分）阿爾蒙變換的模型：y? 7140.75 1.1311Z0t 0.0377Z1t 0.4322Z2t （1 分）原模型：y? 7140.75 0.6612xt 1.1311xt 1 0.7367

36、xt 2 0.522（kt 3 （2 分）（5）短期乘數(shù)為0.6612，表示銷售額變化一個(gè)單位對(duì)同期庫(kù)存的影響；（1分）延期乘數(shù)為1.1311、0.7367、-0.5220，表示銷售額在各滯后期的單位變化對(duì)庫(kù)存的影響，即銷售額的滯后影響；（1分）長(zhǎng)期乘數(shù)為2.007，表示銷售變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)庫(kù)存產(chǎn)生的累計(jì)總影響。（1分）第一學(xué)期試卷（C）選擇題（單選題1- 10每題1分，多選題11 - 15每題2分，共20分，答案填入下表）1、回歸分析中定義A.解釋變量和被解釋變量都是隨機(jī)變量旦.解釋變量為非隨機(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

37、量為非隨機(jī)變量2、下面哪一項(xiàng)不能用于回歸模型高階自相關(guān)的檢驗(yàn)：A.D-W檢驗(yàn) B.偏自相關(guān)檢驗(yàn) C. B-G檢驗(yàn) D.拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn) 3、設(shè)M為貨幣需求 量，Y為收入水平，r為利率，流動(dòng)性偏好函數(shù)M=如+爐丫+ B2葉£，又設(shè)a.b分別是B1 B2的估計(jì)值，則根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，一般來(lái)說(shuō)A. a應(yīng)為正值，b應(yīng)為負(fù)值B. a應(yīng)為正值，b應(yīng)為正值C. a應(yīng)為負(fù)值，b應(yīng)為負(fù)值 D. a應(yīng)為負(fù)值，b應(yīng)為正值4利用容量大于30的年度數(shù)據(jù)樣本對(duì)某市2005年GNP進(jìn)行預(yù)測(cè)得點(diǎn)預(yù)測(cè)值為18400 萬(wàn), 回歸標(biāo)準(zhǔn)差為183。該市2005年GNP的95%置信區(qū)間。A. 18217, 18583 B. 18

38、034, 18766 C. 18126, 18583 D. 18126, 18675 5 下列哪種檢驗(yàn)，不僅能夠檢驗(yàn)異方差的存在性，而且通過(guò)“試驗(yàn)”可以探測(cè)異方差的具體形式。A. Park 檢驗(yàn) B. Gleiser 檢驗(yàn) C. Park 檢驗(yàn)和 Gleiser 檢驗(yàn) D. White 檢驗(yàn)6、模型變換法可用于解決模型中存在A、異方差 B、自相關(guān) C、多重共線性D、滯后效應(yīng)7、變量的顯著性檢驗(yàn)主要使用2A F檢驗(yàn) B t檢驗(yàn) C DW 檢驗(yàn) D 檢驗(yàn)8、下列屬于統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的是A、多重共線性檢驗(yàn)B、自相關(guān)性檢驗(yàn)C、F檢驗(yàn)D、異方差性檢驗(yàn)9、 當(dāng)回歸模型存在自相關(guān)性時(shí)，t檢驗(yàn)的可靠性會(huì)A.降低 B.

39、增大 C.不變 D.無(wú)法確定10、分布滯后模型中，反映中期乘數(shù)的是sA b0B bi CbiDbi11、自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)方法有 ABCDA、近似估計(jì)法；B、迭代估計(jì)法 C、Durbin估計(jì)法；D、搜索估計(jì)法12、 構(gòu)造模型時(shí)，若遺漏了重要的解釋變量，則模型可能出現(xiàn)BCA、多重共線性 B、異方差性 C、自相關(guān)性D、滯后效應(yīng)13、關(guān)于多重共線性的影響，卜面哪些不止確：ABCDA.增大回歸標(biāo)準(zhǔn)差B.難以區(qū)分單個(gè)自變量的影響C. t統(tǒng)計(jì)量增大D.回歸模型不穩(wěn)定14、虛擬變量的作用有ABCA、描述定性因素B 、提高模型精度C、便于處理異常數(shù)據(jù)D、便于測(cè)定誤差15、產(chǎn)生滯后效應(yīng)的原因有 ABDA、心理因素

40、B、技術(shù)因素C、隨機(jī)因素D、制度因素二、判斷正誤(正確打V,錯(cuò)誤打X,每題1分，共10分，答案填入下表)1、回歸模型丫 i bo b1X1i b2X2i o 10時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量b?L服從于中，檢驗(yàn)H :b? s(b)(2 n 2)2用一階差分變換消除自相關(guān)性是假定自相關(guān)系數(shù)為1。3、解釋變量x為非隨機(jī)變量，則解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)。4、在Eviews中，常利用SCAT命令繪制趨勢(shì)圖。5、懷特檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性的方法之一o6 橫截面數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生自相關(guān)性。7、當(dāng)模型存在異方差時(shí)，普通最小二乘法不是最佳線性估計(jì)。8、可以證明，判定系數(shù) R2是關(guān)于解釋變量個(gè)數(shù)的單調(diào)遞增函數(shù)。9、多重共

41、線性的存在會(huì)降低 OLS估計(jì)的方差。10、阿爾蒙法是用來(lái)對(duì)自回歸模型進(jìn)行估計(jì)的。三、填空題（每空2分，共20分）1. 在Eviews軟件中，建立工作文件的命令是 _CREATE。2. 可以利用雙對(duì)數(shù)模型的系數(shù)直接進(jìn)行彈性 分析。3. 在古典回歸模型假定中，要求隨機(jī)誤差項(xiàng)之間互不相關(guān) 。4. 模型中若存在多重共線性，則難以區(qū)分每個(gè)解釋變量的單獨(dú)影響。7 u. A Y5、 若一元線性回歸模型i o i i i存在一階、二階自相關(guān)性，使用廣義差分變換，變換后的被解釋變量丫 Y p1Yt-1 p2Yt-2 。6、對(duì)于有限分布滯后模型，解釋變量的滯后長(zhǎng)度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)的容量就會(huì)減少一個(gè) 。

42、7、 設(shè)某城市的微波爐需求函數(shù)為lnY? 120 0.5ln X 0.2In P,其中：丫為需求，X為消費(fèi)者 收入，P為價(jià)格。在P上漲10%的情況下，收入必須 4%，才能保持原有的需求水平。8、 戈德菲爾德匡特（G-Q）檢驗(yàn)適用于異方差呈 遞減或遞增 變化的情況。9. 若有若干年的某經(jīng)濟(jì)變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有1月、5月、10月、12月表現(xiàn)出季節(jié)變動(dòng)，則應(yīng)引入的虛擬變量個(gè)數(shù)為4個(gè) 。10、 如果模型中的滯后變量只是解釋變量 x的過(guò)去各期值，則稱該模型為分布滯后模型 模 型。四、分析題（40分）1 利用某地區(qū)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，建立糧食生產(chǎn)函數(shù)如下：（12分）Depe ndent Variable:

43、 丫Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob.C8128.79124.951301.2304560.1029L0.5432720.0786531.2655890.0875S3.4923550.03426725.798120.0000R-squared0.991256 F-statistic787.8341Adjusted R-squared 0.990938Prob(F-statistic) 0.000000Durb in-Wats on stat1.200916其中，丫一糧食產(chǎn)量（億斤），L農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（萬(wàn)人），S播種面積（萬(wàn)畝）（1）

44、寫出生成該回歸方程窗口的 Eviews命令；（2）寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型；（3）對(duì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并說(shuō)明檢驗(yàn)的意義；（4）對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)（dL=1.224，du=1.553）；（5）若存在自相關(guān)性，簡(jiǎn)述消除方法。2 現(xiàn)有如下畢業(yè)生就業(yè)率的估計(jì)模型：（4分）269875 .65991.8601X 368974 .8142D1.4531 XD2t= （24.69） （8.24）（4.32）R 0.995110.025172.583D=0 ；其中，丫、X分別為就業(yè)率和畢業(yè)人數(shù)，Di為虛擬變量，學(xué)歷本科以上D=1，大專以下XDi=Xi*Di ;要求：(1) 分析學(xué)歷因素對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的影響

45、情況；(2 )寫出模型的等價(jià)形式。3根據(jù)下列檢驗(yàn)結(jié)果(a = 0.05),說(shuō)明：(6 分)(1) 這是何種檢驗(yàn)？( 2)檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明了什么？(3) 采用何種方法消除存在的問(wèn)題。WhitjB Het eras k ad a sti city Test:F-stetistic3.607Q9OProbability0.U42D4O bs*R-squared6,270439Probabifity0T.U4349OTest Equation:Dependent Variable: RESIDEMethod. Least Squaresale: 12/14/14 Time:21:22Sample: 1 2

46、3Included observations:28VariableCuefficisrrtStd. Error1- StatisticProb.C-3279. B702857.119-1J 478940 2619X5 67068S31093B61 .8237440.0802*2-0 000871. 000553-1 .3340340.1942F?-squared0.223944Mean dependent var300E.833Adjusted R-equared01619B0S.D dependent var5144.454S.E of regressictn4709747Akaike in

47、fc criterion19 35351Sum squared resid5.55 匚 4C2Schwarz criterion19.99636Log likelihood-274.950SF-statistis3.607090Dur bin-Wat son stat2.576402Prob(F-statistic)0.020404 利用我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額 丫與GDP指數(shù)X的歷年統(tǒng)計(jì)資料建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型之后，再利用EViews軟件有關(guān)命令輸出殘差檢驗(yàn)的以下結(jié)果：(6分)AC PAC Q-Siat Picb1 0.319 0.3192 -0.571 -0.7493 -0.682 -0.

48、3164 -0 081 -0.2515 460 -0.2216 0.307 -0 4742 4541 0.11710752 0.00523.228 0.00023 J16 0.00029.529 0.00032.565 0.000Autocorrelaijon Partial Correlation寫出產(chǎn)生該窗口的Eviews命令，該結(jié)果說(shuō)明了什么問(wèn)題?(2) 采用什么方法修正模型?(3) 寫出使用EViews軟件估計(jì)模型時(shí)的有關(guān)命令5. 現(xiàn)有某地區(qū)制造行業(yè)歷年庫(kù)存 丫與銷售額X的統(tǒng)計(jì)資料，使用分布滯后模型建立庫(kù)存函數(shù)，若在EVIEWS軟件中使用阿爾蒙法估計(jì)模型，設(shè)有圖 2和圖3輸出，請(qǐng)依次回答問(wèn)題。(12分)Y.XC-0V,X(4i)i laglead110 0 9934 0.9934111 0 7561 0 72591 <1Hi2 0.4090 0.42921二 寫出能得到圖2的EVIEWS命令，并說(shuō)明此命令的作用; 根據(jù)圖2寫出庫(kù)存函數(shù)的設(shè)定形式； 若假定該模型為解釋變量滯后 3期的分布滯后模型，系數(shù)bi可以用二次多項(xiàng)式逼近, 寫出能得到圖3的EVIEWS命令; 根據(jù)圖3分別寫出阿爾蒙變化之后的模型以及原分布滯后模型;(二 I3 0.2751 0.26231 1 I4 0.1E22 D 1J05: 1(5 0.0866 0.067511 11I8 0