管理定量分析題庫

1、管理定量分析復(fù)習(xí)。161 分）3外生變量和滯后變量統(tǒng)稱為（） 。A控制變量B 解釋變量C 被解釋變量D 前定變量4橫截面數(shù)據(jù)是指（） 。A 同一時點上不同統(tǒng)計單位相同統(tǒng)計指標組成的數(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)計指標組成的 數(shù)據(jù)5同一統(tǒng)計指標，同一統(tǒng)計單位按時間順序記錄形成的數(shù)據(jù)列是（C） 。A時期數(shù)據(jù)B 混合數(shù)據(jù)C 時間序列數(shù)據(jù)D 橫截面數(shù)據(jù)6在管理定量模型中，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變量，其數(shù)值受模型中其他變量影響的變量是（） 。A內(nèi)生變量B 外生變量C 滯后

2、變量D 前定變量7描述微觀主體經(jīng)濟活動中的變量關(guān)系的管理定量模型是（） 。A微觀管理定量模型B 宏觀管理定量模型C 理論管理定量模型D 應(yīng)用管理定量模型8經(jīng)濟計量模型的被解釋變量一定是（） 。A控制變量B 政策變量C 內(nèi)生變量D 外生變量9下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是（） 。A 1991 2003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B 1991 2003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 某年某地區(qū)20 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值10經(jīng)濟計量分析工作的基本步驟是（） 。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

3、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11 將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量，這樣的變量稱為（） 。D滯后變量D滯后變D原始數(shù)D 變量間不確定性的A虛擬變量B控制變量C 政策變量12 （）是具有一定概率分布的隨機變量，它的數(shù)值由模型本身決定。A外生變量B內(nèi)生變量C 前定變量量13同一統(tǒng)計指標按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為（） 。A橫截面數(shù)據(jù)B 時間序列數(shù)據(jù)C 修勻數(shù)據(jù)據(jù)14管理定量模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（） 。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、D季度分析、年度分析、中長期分析15變量之間的關(guān)系可以分為兩

4、大類，它們是（） 。A函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系B線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系C正相關(guān)關(guān)系和負相關(guān)關(guān)系D簡單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系16相關(guān)關(guān)系是指（） 。A變量間的非獨立關(guān)系B變量間的因果關(guān)系C變量間的函數(shù)關(guān)系依存關(guān)系17進行相關(guān)分析時的兩個變量（A都是隨機變量BC一個是隨機變量，一個不是隨機變量D隨機的或非隨機都可以18表示x 和 y 之間真實線性關(guān)系的是（） 。AY?t?0?1XtB E（Yt）01XtC Yt01XtutD Yt01 Xt19參數(shù)的估計量?具備有效性是指（） 。Avar（ ?）=0B var（?）為最小C （?）0D （?）為最小20對于Yi?0?1 Xi ei ，以?表示估計標

5、準誤差，Y?表示回歸值，則（） 。A?0時，（YiY?i） 0 B ?0時，（YiY?i）20C?0時，（YiY?i）為最小D ?0時，（YiY?i）2為最小21設(shè)樣本回歸模型為Yi= ?0 ?1Xi+ei，則普通最小二乘法確定的?i的公式中，錯誤的是（A?Xi X Yi-YA12Xi X? nX iYi -X iYi122n Xi - Xi?XiYi-nXYC1221 Xi2-nX2?1nXiYi-Xi Yi22對于Yi= ?0 ?1Xi+ei，以?表示估計標準誤差，r 表示相關(guān)系數(shù)，則有（? 0時，r=1 或 r=-1A? 0時，r=1 B ? 0時， r=-1 C ? 0時，r=0 D2

6、3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（） 。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24在總體回歸直線E（ Y?）01X中， 1表示（） 。A當(dāng)X增加一個單位時，Y增加1個單位B當(dāng)X增加一個單位時，Y平均增加1個單位C當(dāng)Y增加一個單位時，X增加1個單位D當(dāng)Y增加一個單位時，X平均增加1個單位25對回歸模型Yi01X i u i 進行檢驗時，通常假定u i 服從（） 。22AN（ 0，i2）B

7、 t（n-2） C N（ 0，2 ）D t（n）26以Y表示實際觀測值，Y? 表示回歸估計值，則普通最小二乘法估計參數(shù)的準則是使（） 。A（YiY?i） 0 B （YiY?i）20 C （YiY?i） 最小2D（YiY?i）最小27設(shè)Y表示實際觀測值，Y? 表示OLS估計回歸值，則下列哪項成立（A Y? YY? YC Y? YY? Y28用OLS估計經(jīng)典線性模型Yi0 1X i u i ，則樣本回歸直線通過點A （ X， Y）X， Y?）C （ X， Y?）（ X， Y）29以Y表示實際觀測值，Y?表示OLS估計回歸值，則用OLS得到的樣本回歸直線Y?i ?0 ?1Xi滿足A（ Yi Y?i）

8、 0 B2（ YiYi） 2 0 C （ Yi Y?i） 0D （ Y?i Yi） 2 030用一組有30個觀測值的樣本估計模型Yi01Xi u i ，在 0.05 的顯著性水平下對1的顯著性作t 檢驗，則1 顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t 大于（A t 0.05（30）D t 0.025 （28）t 0.025 （30） C t 0.05 （28）31 已知某一直線回歸方程的判定系數(shù)為0.64， 則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為A 0.64 32相關(guān)系數(shù)A r -1 1 r 1 33判定系數(shù)A R2 -1 1 R2 1B 0.8r 的取值范圍是（BC 0.4D 0.32R2的取值范

9、圍是（r 1B R2 1C 0 r 1D C0 R2 134某一特定的X水平上，總體Y分布的離散度越大，即A預(yù)測區(qū)間越寬，精度越低C 預(yù)測區(qū)間越窄，精度越高B預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測誤差越小D預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測誤差越大越大，則（35如果X和 Y在統(tǒng)計上獨立，則相關(guān)系數(shù)等于（A 1136根據(jù)決定系數(shù)R2與 F 統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)A F 1F -1 CC 0R2 1 時，有（F 0F37在C D生產(chǎn)函數(shù)Y AL K 中， （A. 和 是彈性B.A和 是彈性C.A 和 是彈性D.A彈性38回歸模型Yi01 X iui 中，關(guān)于檢驗H 0：1 0 所用的統(tǒng)計量?11Var（ ?1 ）A服從（ 2 n 2）

10、B 服從t（ n 1）（2 n 1）。t（ n 2）39在二元線性回歸模型Yi01X1i2X2i ui中， 1表示（） 。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。40在雙對數(shù)模型lnYiln 01 ln Xi ui中，1的含義是（） 。A Y關(guān)于X的增長量B Y關(guān)于X的增長速度C Y關(guān)于 X的邊際傾向D Y關(guān)于X的彈性41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的回歸模型為lnYi2.00 0.75ln Xi，這表明人均收

11、入每增加1，人均消費支出將增加（） 。A 2B 0.2 C 0.75D 7.542按經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)是非隨機變量，且（） 。A與隨機誤差項不相關(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)43根據(jù)判定系數(shù)R2與 F 統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1 時有（） 。A.F=1B.F= 1C.F= D.F=044下面說法正確的是（） 。A. 內(nèi)生變量是非隨機變量B. 前定變量是隨機變量C. 外生變量是隨機變量D.外生變量是非隨機變量45在具體的模型中，被認為是具有一定概率分布的隨機變量是（） 。A. 內(nèi)生變量B. 外生變量C. 虛擬變量D. 前定變量46回歸分析中定義的

12、（） 。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為非隨機變量D. 解釋變量為隨機變量，被解釋變量為非隨機變量47管理定量模型中的被解釋變量一定是（） 。A控制變量B 政策變量C 內(nèi)生變量D 外生變量48. 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，計算得多重決定系數(shù)為0.8500，則調(diào)整后的多重決定系數(shù)為（）A. 0.8603 B. 0.8389 C. 0.8655D.0.832749. 下列樣本模型中，哪一個模型通常是無效的（）A. Ci（消費）=500+0.8 Ii（收入）B.Qid（商品需

13、求）=10+0.8 Ii（收入） +0.9 Pi（價格）QsPYL0.6K 0.4C. Qi （商品供給）=20+0.75 Pi （價格）D.Yi （產(chǎn)出量）=0.65 Li （勞動）Ki （資本）50. 用一組有30 個觀測值的樣本估計模型yt b0 b1x1t b2x2t ut后，在 0.05 的顯著性水平上對b1的顯著性作 t 檢驗，則b1 顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t 大于等于（A. t0.05 (30)B.t0.025(28)C.t0.025(27)D.F0.025(1,28)51. 模型 ln yt lnb0 b1 ln xtut中，b1 的實際含義是（A. x關(guān)于 y的彈性B

14、.y關(guān)于 x的彈性C. x關(guān)于 y的邊際傾向D.y 關(guān)于 x 的邊際傾向52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（）A.異方差性B. 序列相關(guān)C. 多重共線性D.高擬合優(yōu)度53. 線性回歸模型ytb0b1x1tb2x2t bk xktut中，檢驗H0 :bt0(i 0,1,2,.k) 時，所用的統(tǒng)計量服從 （）A.t（n-k+1）B.t（n-k-2）C.t（n-k-1）D.t（n-k+2）54. 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（）A. R2n 1 R2B.R2 1 n 1 R2nk1nk1C. R2 1 n 1 （1 R2）D. R2

15、 1 n 1 （1 R2）nk1nk155關(guān)于經(jīng)濟計量模型進行預(yù)測出現(xiàn)誤差的原因，正確的說法是（） 。A. 只有隨機因素B. 只有系統(tǒng)因素C. 既有隨機因素，又有系統(tǒng)因素D.A 、 B、 C 都不對 56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)）： （）A n k+1B n<k+1 C n 30 或 n 3（ k+1） D n 3057. 下列說法中正確的是：（）2A 如果模型的R2 很高，我們可以認為此模型的質(zhì)量較好B 如果模型的R2 較低，我們可以認為此模型的質(zhì)量較差C 如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗，我們應(yīng)該剔除該解釋變量D 如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗，我

16、們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量58. 半對數(shù)模型Y 01 ln X 中，參數(shù)1 的含義是（） 。A X的絕對量變化，引起Y的絕對量變化B Y關(guān)于X的邊際變化C X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化D Y關(guān)于X的彈性59. 半對數(shù)模型ln Y 01 X 中，參數(shù)1 的含義是（B.Y 關(guān)于X的彈性D.Y關(guān)于X的邊際變化關(guān)于 X的邊際變化D.Y 關(guān)于X的彈性A.X的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量Y的相對變化率C.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化60. 雙對數(shù)模型ln Y 01 ln X 中，參數(shù)1的含義是（A.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化B.YC.X的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量

17、Y的相對變化率61. Goldfeld-Quandt 方法用于檢驗（）A. 異方差性B. 自相關(guān)性C. 隨機解釋變量D. 多重共線性62. 在異方差性情況下，常用的估計方法是（）D. 加權(quán)最小二乘法A. 一階差分法B. 廣義差分法C. 工具變量法63.White 檢驗方法主要用于檢驗（A. 異方差性B. 自相關(guān)性C. 隨機解釋變量D. 多重共線性64. Glejser 檢驗方法主要用于檢驗（）A. 異方差性B. 自相關(guān)性C. 隨機解釋變量65. 下列哪種方法不是檢驗異方差的方法（）A. 戈德菲爾特 匡特檢驗B. 懷特檢驗C. 戈里瑟檢驗66. 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

18、. 加權(quán)最小二乘法B. 工具變量法C. 廣義差分法D. 多重共線性D.D.方差膨脹因子檢驗使用非樣本先驗信息67. 加權(quán)最小二乘法克服異方差的主要原理是通過賦予不同觀測點以不同的權(quán)數(shù)，從而提高估計精度，即（）A. 重視大誤差的作用，輕視小誤差的作用B. 重視小誤差的作用，輕視大誤差的作用C.重視小誤差和大誤差的作用D. 輕視小誤差和大誤差的作用68. 如果戈里瑟檢驗表明，普通最小二乘估計結(jié)果的殘差ei 與 xi 有顯著的形式ei0.28715xi vi 的相v關(guān)關(guān)系（vi 滿足線性模型的全部經(jīng)典假設(shè)），則用加權(quán)最小二乘法估計模型參數(shù)時，權(quán)數(shù)應(yīng)為（A. xiB.12 xiC.xiD.169果戈德

19、菲爾特 匡特檢驗顯著，則認為什么問題是嚴重的（）A.異方差問題B.序列相關(guān)問題C. 多重共線性問題D. 設(shè)定誤差問題270. 設(shè)回歸模型為yi bxi ui，其中Var（ui ） xi ，則 b的最有效估計量為（）? xyb?2A.xB.? n xy x yb22nx2 ( x)2C.b? yD.71如果模型yt=b0+b1xt+ut存在序列相關(guān)，則() 。A. cov(x t, u t)=0 B. cov(u t , u s)=0(t s) C. cov(xt, u t ) 0 0(t s)72 DW檢驗的零假設(shè)是( 為隨機誤差項的一階相關(guān)系數(shù))() 。A DW 0 B 0C DW 1D 1

20、b? 1 y nxD. cov(ut , u s)73 下列哪個序列相關(guān)可用DW檢驗（ vt為具有零均值，常數(shù)方差且不存在序列相關(guān)的隨機變量）（） 。A utut1+vtB ut ut1+2ut2+vtC ut vtD ut vt+2 vt-1+74 DW的取值范圍是（） 。A -1 DW 0B -1 DW 175當(dāng)DW 4時，說明（） 。A不存在序列相關(guān)BC存在完全的正的一階自相關(guān)C -2 DW 2 D 0 DW 4不能判斷是否存在一階自相關(guān)D 存在完全的負的一階自相關(guān)76根據(jù)20個觀測值估計的結(jié)果，一元線性回歸模型的DW 2.3。在樣本容量n=20,解釋變量k=1，顯著性水平為0.05 時

21、，查得dl=1,du=1.41, 則可以決斷（） 。A不存在一階自相關(guān)B 存在正的一階自相關(guān)C 存在負的一階自D 無法確定77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（D工具變量法A加權(quán)最小二乘法B間接最小二乘法C廣義差分法78對于原模型yt=b0+b1xt +ut，廣義差分模型是指（） 。yt1xt utA. =b0b1f（xt）f（xt）f（xt） f（xt）B. yt=b1 xt utC. yt=b0+b1 xt utD. ytyt-1=b0（1- ）+b1（xtxt-1） （utut-1）79采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問題適用于下列哪種情況（） 。A 0B 1 C -1 &l

22、t; < 0D 0< < 180定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型St=b0+b1Pt+ut描述的（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，經(jīng)營人員會削減t 期的產(chǎn)量。由此決斷上述模型存在（） 。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81 根據(jù)一個n=30的樣本估計yt= ?0+ ?1xt+et后計算得DW 1.4， 已知在5%的置信度下，dl=1.35,du=1.49,則認為原模型（） 。A存在正的一階自相關(guān)B 存在負的一階自相關(guān)C不存在一階自相關(guān)D 無法判斷是否存在一階自相關(guān)。82 于模型 yt= ?0+ ?1xt+et，以 表

23、示et與 et-1 之間的線性相關(guān)關(guān)系（t=1,2, T） , 則下列明顯錯誤的 0， DW 2 1，是（） 。A 0.8， DW 0.4 B -0.8 ， DW-0.4DW 083同一統(tǒng)計指標按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為（） 。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)84當(dāng)模型存在嚴重的多重共線性時，OLS估計量將不具備（）A線性B 無偏性C 有效性D 一致性85經(jīng)驗認為某個解釋與其他解釋變量間多重共線性嚴重的情況是這個解釋變量的VIF（A大于B 小于C 大于 5D 小于 586模型中引入實際上與解釋變量有關(guān)的變量，會導(dǎo)致參數(shù)的OLS估計量方差（） 。A增大B 減小C 有

24、偏D 非有效87對于模型yt=b0+b1x1t+b2x2t +ut，與r12=0相比，r12 0.5 時，估計量的方差將是原來的（） 。A 1 倍B 1.33 倍C 1.8 倍D 2倍88如果方差膨脹因子VIF 10，則什么問題是嚴重的（） 。A異方差問題B 序列相關(guān)問題C多重共線性問題D 解釋變量與隨機項的相關(guān)性89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 異方差B 序列相關(guān)C 多重共線性D 高擬合優(yōu)度90存在嚴重的多重共線性時，參數(shù)估計的標準差（） 。A變大B 變小C 無法估計D 無窮大91完全多重共線性時，下列判斷不正確的是（） 。A

25、參數(shù)無法估計B 只能估計參數(shù)的線性組合C模型的擬合程度不能判斷D可以計算模型的擬合程度92 設(shè)某地區(qū)消費函數(shù)yi c0 c1xii中， 消費支出不僅與收入x有關(guān)， 而且與消費者的年齡構(gòu)成有關(guān)，若將年齡構(gòu)成分為小孩、青年人、成年人和老年人4 個層次。假設(shè)邊際消費傾向不變，則考慮上述構(gòu)成因素的影響時，該消費函數(shù)引入虛擬變量的個數(shù)為（）A.1 個B.2 個C.3 個D.4 個。93當(dāng)質(zhì)的因素引進經(jīng)濟計量模型時，需要使用()A. 外生變量B. 前定變量C. 內(nèi)生變量D. 虛擬變量94由于引進虛擬變量，回歸模型的截距或斜率隨樣本觀測值的改變而系統(tǒng)地改變，這種模型稱為()A. 系統(tǒng)變參數(shù)模型B. 系統(tǒng)模型

26、C. 變參數(shù)模型D. 分段線性回歸模型95假設(shè)回歸模型為yixii ，其中 Xi 為隨機變量，Xi 與 Ui 相關(guān)則的普通最小二乘估計量()A. 無偏且一致B. 無偏但不一致C. 有偏但一致D. 有偏且不一致96假定正確回歸模型為yi1x1i2x2ii ，若遺漏了解釋變量X2，且X1、 X2線性相關(guān)則1的普通最小二乘法估計量()A. 無偏且一致B. 無偏但不一致C. 有偏但一致D. 有偏且不一致97模型中引入一個無關(guān)的解釋變量()A. 對模型參數(shù)估計量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響B(tài). 導(dǎo)致普通最小二乘估計量有偏C.導(dǎo)致普通最小二乘估計量精度下降D. 導(dǎo)致普通最小二乘估計量有偏，同時精度下降1 東中部9

27、8設(shè)消費函數(shù)yt a0 a1D b1xt ut，其中虛擬變量D，如果統(tǒng)計檢驗表明a1 0成立，t 011 t t0 西部1則東中部的消費函數(shù)與西部的消費函數(shù)是() 。A. 相互平行的B. 相互垂直的C. 相互交叉的D. 相互重疊的99虛擬變量()A. 主要來代表質(zhì)的因素，但在有些情況下可以用來代表數(shù)量因素B. 只能代表質(zhì)的因素C.只能代表數(shù)量因素D.只能代表季節(jié)影響因素100分段線性回歸模型的幾何圖形是()。A.平行線B.垂直線C. 光滑曲線D. 折線101如果一個回歸模型中不包含截距項，對一個具有m個特征的質(zhì)的因素要引入虛擬變量數(shù)目為()。A.mB.m-1C.m-2D.m+1102設(shè)某商品需

28、求模型為yt b0 b1xt ut，其中Y是商品的需求量，X是商品的價格，為了考慮全年12 個月份季節(jié)變動的影響，假設(shè)模型中引入了12 個虛擬變量，則會產(chǎn)生的問題為() 。A異方差性B 序列相關(guān)C 不完全的多重共線性D 完全的多重共線性103.對于模型yt b0 b1xt ut，為了考慮“地區(qū)”因素(北方、南方) ，引入 2 個虛擬變量形成截距變動模型，則會產(chǎn)生() 。A. 序列的完全相關(guān)B. 序列不完全相關(guān)C. 完全多重共線性D. 不完全多重共線性1 城鎮(zhèn)家庭D104. 設(shè)消費函數(shù)為yio 1D b0xi b1Dxi ui ，其中虛擬變量0 農(nóng)村家庭，當(dāng)統(tǒng)計檢驗表明下列哪項成立時，表示城鎮(zhèn)家

29、庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費行為() 。A. a1o ，b1o B.a1o ，b1o C. a1 o ，b1o D.a1o ，b1o105設(shè)無限分布滯后模型為Yt = + 0 Xt + 1 Xt-1 + 2X t-2 + + U t，且該模型滿足Koyck變換的假定，則長期影響系數(shù)為(A0B0 C 0D 不確定11106對于分布滯后模型，時間序列資料的序列相關(guān)問題，就轉(zhuǎn)化為（） 。A異方差問題B多重共線性問題C 多余解釋變量D隨機解釋變量107在分布滯后模型Yt0Xt1Xt 12Xt 2ut中，短期影響乘數(shù)為（） 。A1B 1 C 0D 011108對于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計模型參數(shù)應(yīng)采用（）。A

30、普通最小二乘法B 間接最小二乘法C 二階段最小二乘法D 工具變量法109 koyck 變換模型參數(shù)的普通最小二乘估計量是（）。A 無偏且一致B 有偏但一致C 無偏但不一致D 有偏且不一致110下列屬于有限分布滯后模型的是（） 。AYt0Xt1Yt12Yt 2utBYt0Xt1Yt 12Yt2kYtk utCYt0Xt1Xt 12Xt2 ut D Yt0Xt 1Xt 12Xt2kXt k ut111消費函數(shù)模型C?t 400 0.5It 0.3It 1 0.1It 2，其中 I 為收入，則當(dāng)期收入It對未來消費Ct 2的影響是： It 增加一單位，Ct 2增加（） 。A 0.5 個單位B 0.3

31、 個單位C 0.1 個單位D 0.9 個單位112下面哪一個不是幾何分布滯后模型（） 。A koyck 變換模型B 自適應(yīng)預(yù)期模型C局部調(diào)整模型D 有限多項式滯后模型113有限多項式分布滯后模型中，通過將原來分布滯后模型中的參數(shù)表示為滯后期i 的有限多項式，從而克服了原分布滯后模型估計中的（） 。A異方差問題B 序列相關(guān)問題C多重共性問題D 參數(shù)過多難估計問題114分布滯后模型Yt0Xt1Xt 12Xt 23Xt 3 ut中，為了使模型的自由度達到30，必須擁有多少年的觀測資料（） 。A 32B 33C 34 D 38115如果聯(lián)立方程中某個結(jié)構(gòu)方程包含了所有的變量，則這個方程為（） 。A恰好

32、識別B過度識別C 不可識別D 可以識別116下面關(guān)于簡化式模型的概念，不正確的是（） 。A簡化式方程的解釋變量都是前定變量B 簡化式參數(shù)反映解釋變量對被解釋的變量的總影響C簡化式參數(shù)是結(jié)構(gòu)式參數(shù)的線性函數(shù)D 簡化式模型的經(jīng)濟含義不明確117對聯(lián)立方程模型進行參數(shù)估計的方法可以分兩類，即：（）。A間接最小二乘法和系統(tǒng)估計法B 單方程估計法和系統(tǒng)估計法C單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118在結(jié)構(gòu)式模型中，其解釋變量（）。A都是前定變量B 都是內(nèi)生變量C 可以內(nèi)生變量也可以是前定變量D 都是外生變量119如果某個結(jié)構(gòu)式方程是過度識別的，則估計該方程參數(shù)的方法可用（） 。

33、A二階段最小二乘法B 間接最小二乘法C 廣義差分法D 加權(quán)最小二乘法120當(dāng)模型中第i 個方程是不可識別的，則該模型是（）。A可識別的B 不可識別的C過度識別D 恰好識別121結(jié)構(gòu)式模型中的每一個方程都稱為結(jié)構(gòu)式方程，在結(jié)構(gòu)方程中，解釋變量可以是前定變量，也可以是 （）A外生變量B 滯后變量C內(nèi)生變量D 外生變量和內(nèi)生變量122在完備的結(jié)構(gòu)式模型Cta0 a1Yt u1t中，外生變量是指（） 。I t b0 b1Yt b2Yt 1 u2tYt Ct It GtA YtB Yt 1C I tD GtCta0 a1Yt u1t123在完備的結(jié)構(gòu)式模型Itb0 b1Yt b2Yt 1 u2t 中，隨機方程是指（） 。YtCt I t GtA方程1B 方程 2 C 方程 3D方程1 和 21。18124聯(lián)立方程模型中不屬于隨機方程的是（） 。A行為方程B 技術(shù)方程C 制度方程D恒等式125結(jié)構(gòu)式方程中的系數(shù)稱為（） 。A短期影響乘數(shù)B 長期影響乘數(shù)C 結(jié)構(gòu)式參數(shù)D 簡化式參數(shù)126簡化式參數(shù)反映對應(yīng)的解釋變量對被解釋變量的（） 。A直接影響B(tài) 間接影響C 前兩者之和D前兩者之差127對于恰好識別方程，在簡化式方程滿足線性模型的基本假定的