計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02

1、一、單項(xiàng)選擇題 第二套 1、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(shí)間順序和時(shí)間間 隔排列起來(lái)，這樣的數(shù)據(jù)稱為（ B ） A. 橫截面數(shù)據(jù) C. 修勻數(shù)據(jù) B. 時(shí)間序列數(shù)據(jù) D. 原始數(shù)據(jù) 2、多元線性回歸分析中，調(diào)整后的可決系數(shù) R 2與可決系數(shù) R 2之間的關(guān)系 （ A ） A. R 2 = 1- (1- R 2 ) C. R 2 0 n -1 n - k B. R 2 R 2 D. R 2 = 1- (1- R 2 ) n - k n -1 3、半對(duì)數(shù)模型Y i = b 1 + b 2 ln X i + u i中，參數(shù) b 2的含義是（ D ） A. Y 關(guān)于 X 的彈性 B.

2、X 的絕對(duì)量變動(dòng)，引起 Y 的絕對(duì)量變動(dòng) C. Y 關(guān)于 X 的邊際變動(dòng) D. X 的相對(duì)變動(dòng)，引起 Y 的期望值絕對(duì)量變動(dòng) 4、已知五元標(biāo)準(zhǔn)線性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為 e 2 = 800 ，樣本容量 為 46，則隨機(jī)誤差項(xiàng) u t的方差估計(jì)量s 2 為( D ) A. 33.33 B. 40 C. 38.09 D. 20 5、現(xiàn)用 OLS 法得到的樣本回歸直線為Y i = b 1+ 2b X i + e i，以下說(shuō)法不正確 的是( B ) t A e = 0 C Y = Y i B Cov( X i ,e i ) 0 D (X ,Y ) 在回歸直線上 6、Goldfeld-Quandt

3、檢驗(yàn)法可用于檢驗(yàn)( A ) A.異方差性 B.多重共線性 C.序列相關(guān) D.設(shè)定誤差 7、用于檢驗(yàn)序列相關(guān)的 DW 統(tǒng)計(jì)量的取值范圍是( D ) A. 0 DW 1 C. -2 DW 2 B. -1 DW 1 D. 0 DW 4 8、對(duì)聯(lián)立方程組模型估計(jì)的方法主要有兩類，即（ A A. 單一方程估計(jì)法和系統(tǒng)估計(jì)法 B. 間接最小二乘法和系統(tǒng)估計(jì)法 ） 1 C. 單一方程估計(jì)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Y t = b 1 + b 2 X + b 3X + u 的回歸分析結(jié)果報(bào)告中，有 F = 263489.23， F的p值=0.000000 ，則表明（ C

4、） 2t 3t t A、解釋變量 X 2t 對(duì)Y t的影響是顯著的 B、解釋變量 X 對(duì)Y t的影響是顯著的 C、解釋變量 X 和 X 對(duì)Y t的聯(lián)合影響是顯著的. D、解釋變量 X 和 X 對(duì)Y t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，則最小二乘估計(jì) 量的值為（ A ） 3t 2t 3t 2t 3t A.不確定，方差無(wú)限大 C.不確定，方差最小 B.確定，方差無(wú)限大 D.確定，方差最小 在序列自相關(guān)的情況下，參數(shù)估計(jì)值仍是無(wú)偏的，其原因 是（ C ） A. 無(wú)多重共線性假定成立 C. 零均值假定成立 B. 同方差假定成立 D. 解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)假定

5、成立 11、應(yīng)用 DW 檢驗(yàn)方法時(shí)應(yīng)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(jī)的 C.線性回歸模型中不能含有滯后內(nèi)生變量 B.被解釋變量為非隨機(jī)的 D.隨機(jī)誤差項(xiàng)服從一階自回歸 12、在具體運(yùn)用加權(quán)最小二乘法時(shí), 如果變換的結(jié)果是 Yi X = b1 + b 2 + i 1 X i X i X i ui X i 則Var(u ) )是下列形式中的哪一種?( i A.s x 2 B.s x 2 2 B ) C.s x 2 D.s log x 2 13、經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)大多存在序列相關(guān)性，在分布滯后模型中，這 種序列相關(guān)性就轉(zhuǎn)化為（ B A異方差問(wèn)題 C序

6、列相關(guān)性問(wèn)題 ） B. 多重共線性問(wèn)題 D. 設(shè)定誤差問(wèn)題 14、關(guān)于自適應(yīng)預(yù)期模型和局部調(diào)整模型，下列說(shuō)法錯(cuò)誤的有（ D ） A它們都是由某種期望模型演變形成的 2 B它們最終都是一階自回歸模型 C它們的經(jīng)濟(jì)背景不同 D都滿足古典線性回歸模型的所有假設(shè)，故可直接用 OLS 方法進(jìn)行估計(jì) 15、設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)中，消費(fèi)支出不僅與收入 X 有關(guān)，而且與消費(fèi)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(gè)層次。假 設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，考慮上述年齡構(gòu)成因素的影響時(shí)，該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變 量的個(gè)數(shù)為 （ C ） A.1 個(gè) B.2 個(gè) C.3 個(gè) D.4 個(gè) 16、個(gè)人保健支出

7、的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為： iY = a 1 +a 2D + b X i + u ，其中Y 為 2i i i 保健年度支出； X i為個(gè)人年度收入；虛擬變量 D = 2i 1 大學(xué)及以上 0 大學(xué)以下 ；u i滿足古典 假定。則大學(xué)以上群體的平均年度保健支出為 （ B A. E(Y | X , D = 0) = a + b X C.a 1 + a 2 i i 2i 1 ） B. E(Y | X , D =1) = a +a + b X D.a1 i i 2i 1 2 i i 17、在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中，對(duì)模型中的每一個(gè)隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最 小二乘法得到的估計(jì)參數(shù)是（ B ） A. 有偏且一致的 C.

8、 無(wú)偏但一致的 B. 有偏不一致的 D. 無(wú)偏且不一致的 18、下列宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中投資（I）函數(shù)所在方程的類型為( D ) Y t = C t + I t + Gt Ct It = a 0 +a Y + u = b 0 + b Y + b g + u 1 t 1t 1 t -1 2 t 2t A.技術(shù)方程式 C.恒等式 B.制度方程式 D.行為方程式 3 19、在有 M 個(gè)方程的完備聯(lián)立方程組中，若用 H 表示聯(lián)立方程組中全部 的內(nèi)生變量與全部的前定變量之和的總數(shù)，用 N i表示第 i 個(gè)方程中內(nèi)生變量與前 定變量之和的總數(shù)時(shí)，第 i 個(gè)方程過(guò)度識(shí)別時(shí)，則有公式( A )成立。 A. H

9、- N i M -1 B. H - N i = M -1 C. H - N i = 0 D. H - N i 2.359，因此模型存在一階負(fù)自相關(guān)。 Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwartz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 2 111.1256 31.4289 4.1338 4.2246 87.3336 0.0001 2、根據(jù)某城市 19781998 年人均儲(chǔ)蓄與人均收入的數(shù)據(jù)資料建立了如下回 歸模型： y = -2187.521 + 1.6843x

10、se=（340.0103）（0.0622） R 2 = 0.9748, s.e. = 1065.425, DW = 0.2934, F = 733.6066 試求解以下問(wèn)題： （ 1） 取時(shí)間段 19781985 和 19911998，分別建立兩個(gè)模型。 模型 1： y = -145.4415 + 0.3971x t=（-8.7302）（25.4269） R 2 = 0.9908, e 1 = 1372.202 2 模型 2： y = -4602.365 + 1.9525x t=（-5.0660）（18.4094） R 2 = 0.9826, e 2 = 5811189 = 5811189 1

11、372.202 = 4334.9370 ，給定 2 計(jì)算 F 統(tǒng)計(jì)量，即 F = e2 2 e a = 0.05，查 F 分布表，得臨界值 F . 2 1 0 05 (6 6), = 4.28。請(qǐng)你繼續(xù)完成上述工作，并 回答所做的是一項(xiàng)什么工作，其結(jié)論是什么？ （ 2） 利用 y 對(duì) x 回歸所得的殘差平方構(gòu)造一個(gè)輔助回歸函數(shù)： 2 s t = 242407.2 + 1.2299s 2 t -1 - 1 .4090s 2 t -2 + 1 .0188s 2 t -3 7 R 2 給定顯著性水平a = 0.05，查 c 分布表，得臨界值 c . (3) = 7.81，其中，自由 0 05 度 p

12、=3，。請(qǐng)你繼續(xù)完成上述工作，并回答所做的是一項(xiàng)什么工作，其結(jié)論是什 么？ （ 3）試比較（1）和（2）兩種方法，給出簡(jiǎn)要評(píng)價(jià)。 答：（1）這是異方差檢驗(yàn)，使用的是樣本分段擬和（Goldfeld-Quant）， F = 4334.937 4.28 ，因此拒絕原假設(shè)，表明模型中存在異方差。 （ 2）這是異方差 ARCH 檢驗(yàn)，( n - p )R = 18* 0.5659 = 10.1862 7.81，所 以拒絕原假設(shè)，表明模型中存在異方差。 （ 3）這兩種方法都是用于檢驗(yàn)異方差。但二者適用條件不同： A、Goldfeld-Quant 要求大樣本；擾動(dòng)項(xiàng)正態(tài)分布；可用于截面數(shù)據(jù)和時(shí) 間序列數(shù)據(jù)。

13、 2 B、ARCH 檢驗(yàn)僅適宜于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，且其漸進(jìn)分布為 c -分布。 2 = 0.5659,計(jì)算 (n - p)R = 18* 0.5659 = 10.1862 2 2 3、Sen 和 Srivastava（1971）在研究貧富國(guó)之間期望壽命的差異時(shí)，利用 101 個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)，建立了如下的回歸模型： _ Yi = -2.40 + 9.39ln X i - 3.36(D i (ln X i - 7) (2.42) 2 其中：X 是以美元計(jì)的人均收入； Y 是以年計(jì)的期望壽命； Sen 和 Srivastava 認(rèn)為人均收入的臨界值為 1097 美元（ ln1097 = 7），若人 均收入

14、超過(guò) 1097 美元，則被認(rèn)定為富國(guó)；若人均收入低于 1097 美元，被認(rèn)定為 貧窮國(guó)。 （括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為對(duì)應(yīng)參數(shù)估計(jì)值的 t-值）。 （ 1）解釋這些計(jì)算結(jié)果。 （ 2）回歸方程中引入 D i (ln X i - 7) 的原因是什么？如何解釋這個(gè)回歸解釋變 量？ （ 3）如何對(duì)貧窮國(guó)進(jìn)行回歸？又如何對(duì)富國(guó)進(jìn)行回歸？ (4.37) (0.857) R =0.752 解：（1）由 ln X =1 X = 2.7183 ，也就是說(shuō)，人均收入每增加 1.7183 倍， 平均意義上各國(guó)的期望壽命會(huì)增加 9.39 歲。若當(dāng)為富國(guó)時(shí)， D i = 1，則平均意義 8 上，富國(guó)的人均收入每增加 1.7183 倍，其期望壽命就會(huì)減少 3.36 歲，但其截距 項(xiàng)的水平會(huì)增加 23.52，達(dá)到 21.12 的水平。但從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果看，對(duì)數(shù)人均收 入 lnX 對(duì)期望壽命 Y 的影響并不顯著。方程的擬合情況良好，可進(jìn)一步進(jìn)行多 重共線性等其他計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)。 （ 2）若 D i = 1代表富國(guó)，則引入 D