計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫(kù)(超完整版)及答案我整理的

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫(kù)一、單項(xiàng)選擇題每題1分1 .計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以下哪門學(xué)科的分支學(xué)科C.A.統(tǒng)計(jì)學(xué)B,數(shù)學(xué)C.經(jīng)濟(jì)學(xué)D.數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)2 .計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)成為一門獨(dú)立學(xué)科的標(biāo)志是BoA.1930年世界計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)成立B.1933年?計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)?會(huì)刊出版C.1969年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)設(shè)立D.1926年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)Economics,一詞構(gòu)造出來3 .外生變量和滯后變量統(tǒng)稱為D.A.限制變量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.A.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)B.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)C.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)D.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單

2、位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)5 .同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo),同一統(tǒng)計(jì)單位按時(shí)間順序記錄形成的數(shù)據(jù)列是C.A.時(shí)期數(shù)據(jù)B.混合數(shù)據(jù)C.時(shí)間序列數(shù)據(jù)D,橫截面數(shù)據(jù)6 .在計(jì)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.A.內(nèi)生變量B.外生變量C.滯后變量D.前定變量7.描述微觀主體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的變量關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是.A.微觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型B.宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型C.理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型D.應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型8 .經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的被解釋變量一定是.A.限制變量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.19912003年各年某地區(qū)20個(gè)鄉(xiāng)

3、鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值B.19912003年各年某地區(qū)20個(gè)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(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值的合計(jì)數(shù)D,某年某地區(qū)20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值10 .經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析工作的根本步驟是.A.設(shè)定理論模型一收集樣本資料一估計(jì)模型參數(shù)一檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虰.設(shè)定模型一估計(jì)參數(shù)一檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵粦?yīng)用模型C.個(gè)體設(shè)計(jì)一總體估計(jì)一估計(jì)模型一應(yīng)用模型D.確定模型導(dǎo)向一確定變量及方程式一估計(jì)模型一應(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.A.虛擬變量B,限制變量C.政策變量D.滯后變量12 .是具有一定概率分布的隨機(jī)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D.滯后變量1

4、3 .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)14 .計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的根本應(yīng)用領(lǐng)域有.A.結(jié)構(gòu)分析、經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)、政策評(píng)價(jià)B.彈性分析、乘數(shù)分析、政策模擬C.消費(fèi)需求分析、生產(chǎn)技術(shù)分析、D.季度分析、年度分析、中長(zhǎng)期分析15 .變量之間的關(guān)系可以分為兩大類,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(fù)相關(guān)關(guān)系D.簡(jiǎn)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(dú)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D.變量間不確定性的依存關(guān)系17.進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)的兩個(gè)變量.A.都是隨機(jī)變量B.都不是隨機(jī)變

5、量C.一個(gè)是隨機(jī)變量,一個(gè)不是隨機(jī)變量D.隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以18 .表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是.19.參數(shù)的估計(jì)量？具備有效性是指22 .對(duì)于丫=?Xi+ei,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差,r表示相關(guān)系數(shù),那么有A.?=0時(shí),r=1B.?=0時(shí),r=-1C.?=0時(shí),r=0D.?=0時(shí),r=1或r=-123 .產(chǎn)量X,臺(tái)與單位產(chǎn)品本錢Y,元/臺(tái)之間的回歸方程為Y?=3561.5X,這說明A.產(chǎn)量每增加一臺(tái),單位產(chǎn)品本錢增加356元B.產(chǎn)量每增加一臺(tái),單位產(chǎn)品本錢減少1.5元C.產(chǎn)量每增加一臺(tái),單位產(chǎn)品本錢平均增加356元D.產(chǎn)量每增加一臺(tái),單位產(chǎn)品本錢平均減少1.5元24 .在總體回歸直線EY2

6、=0/中,1表示.A.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí),丫增加1個(gè)單位B.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí),丫平均增加1個(gè)單位C.當(dāng)丫增加一個(gè)單位時(shí),X增加1個(gè)單位D.當(dāng)丫增加一個(gè)單位時(shí),X平均增加1個(gè)單位25 .對(duì)回歸模型Yi=01Xi+ui進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí),通常假定ui服從.A.N0,2B.tn-2C.N0,2D.tn26 .以丫表示實(shí)際觀測(cè)值,丫?表示回歸估計(jì)值,那么普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)那么是使.2A.丫Y?=0B.YYi2=0C.丫丫=最小D.YR=最小27 .設(shè)Y表示實(shí)際觀測(cè)值,Y?表示OLS估計(jì)回歸值,那么以下哪項(xiàng)成立.B.E(Y)0iXtC.Y0iXtUt1XtA.var(?)=0B,var(?)為最小C.

7、(=0D.?一為最小20.對(duì)于Y01Xiei,以?表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差,中表示回歸值,那么A.?=0時(shí),(Yi)=0B.2=0時(shí),(丫2=0C.?=0時(shí),丫廠吊為最小D.?=0時(shí),丫一丫?2為最小21.設(shè)樣本回歸模型為丫=彳?Xi+e,那么普通最小二乘法確定的？的公式中,錯(cuò)誤的選項(xiàng)是A.XiXYi-Y1_2XiXB?二nXi,；XinXi-XiC.?_XiYi-nXYlXi2-nX2D?二n、丫、丫YixA.Y?=YB,Y=YC.Y=YD.Y?=Y28 .用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型Yi=oiXi+Uj,那么樣本回歸直線通過點(diǎn)A.(X,Y)B.(X,Y?)C.(X,Q)D.(X,Y)寸表示OLS估計(jì)回

8、歸值,那么用OLS得到的樣本回歸直線Yi=?0ZXi滿足2B.丫一Y2=0C.Y=0D.?Y2=030.用一組有30個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型Yi=0iXi+u在0.05的顯著性水平下對(duì)i的顯著性作t檢驗(yàn),那么1顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于36.根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知,當(dāng)R2=1時(shí),有A.當(dāng)X2不變時(shí),X1每變動(dòng)一個(gè)單位Y的平均變動(dòng).B,當(dāng)X1不變時(shí),X2每變動(dòng)一個(gè)單位Y的平均C.當(dāng)X1和X2都保持不變時(shí),Y的平均變動(dòng).D.當(dāng)X1和X2都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí),Y的平均變動(dòng).29.以Y表示實(shí)際觀測(cè)值,.A.丫1*=0A.D.31.A.t0.05(30)t0.025(28B.t0.02

9、5(30)C.t0.05(28)某一直線回歸方程的判定系數(shù)為0.64,那么解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為0.6432.相關(guān)系數(shù)A.r-1Kr133.判定系數(shù)A.R20-11R21oB.R21C. 0r1C.0R2k+1Bn30或n3k+1Dn3057.以下說法中正確的選項(xiàng)是：A如果模型的R2很高,我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好B如果模型的R2較低,我們可以認(rèn)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(yàn),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(yàn),我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量58.半對(duì)數(shù)模型Y011nx中,參數(shù)1的含義是.A.X的絕對(duì)量變化,引起Y的絕對(duì)量變化B.Y關(guān)于X

10、的邊際變化C.X的相對(duì)變化,引起Y的期望值絕對(duì)量變化D.Y關(guān)于X的彈性59.半對(duì)數(shù)模型lnY0IX中,參數(shù)1的含義是A.X的絕對(duì)量發(fā)生一定變動(dòng)時(shí),引起因變量Y的相對(duì)變化率B.Y關(guān)于X的彈性A.X的相對(duì)變化,引起Y的期望值絕對(duì)量變化B.Y關(guān)于X的邊際變化C.X的絕對(duì)量發(fā)生一定變動(dòng)時(shí),引起因變量Y的相對(duì)變化率D.Y關(guān)于X的彈性61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗(yàn)66.當(dāng)存在異方差現(xiàn)象時(shí),估計(jì)模型參數(shù)的適當(dāng)方法是A.加權(quán)最小二乘法B.工具變量法C.廣義差分法信息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(cè)點(diǎn)以不同的權(quán)數(shù),從而提升估計(jì)精度,即A.重視大誤差的作用,輕視小誤差的

11、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(yàn)說明,普通最小二乘估計(jì)結(jié)果的殘差ei與Xi有顯著的形式S0.28715為Vi的相,一V,關(guān)關(guān)系vi滿足線性模型的全部經(jīng)典假設(shè),那么用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)時(shí),權(quán)數(shù)應(yīng)為C.X的相對(duì)變化,引起Y的期望值絕對(duì)量變化D.Y關(guān)于X的邊際變化60.雙對(duì)數(shù)模型1nY01lnX中,參數(shù)1的含義是A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機(jī)解釋變量62.在異方差性情況下,常用的估計(jì)方法是A.一階差分法B.廣義差分法C.工具變量法63.White檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機(jī)解釋變量

12、64.Glejser檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)A.異方差性B.自相關(guān)性C.隨機(jī)解釋變量65.以下哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法A.戈德菲爾特一一匡特檢驗(yàn)B.懷特檢驗(yàn)D.多重共線性D.加權(quán)最小二乘法D.多重共線性D.多重共線性C.戈里瑟檢驗(yàn)D.方差膨脹因子檢驗(yàn)D.使用非樣本先驗(yàn)69.果戈德菲爾特一一匡特檢驗(yàn)顯著,那么認(rèn)為什么問題是嚴(yán)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.問題270.設(shè)回歸模型為VbXiUi,其中VarUiK,那么 b b 的最有效估計(jì)量為72 .DW僉驗(yàn)的零假設(shè)是p為隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階相關(guān)系數(shù)A.D厚0B,p=0C,D厚1D.p=173.以下哪個(gè)序列相關(guān)可用DW僉驗(yàn)(vt

13、為具有零均值,常數(shù)方差且不存在序列相關(guān)的隨機(jī)變量)(A.ut=put1+vtB.ut=put1+p2心2+vtC.ut=pvtD.ut=pvt+p2vt-1+74 .DW勺取值范圍是().A.-1DW0B,-1DW1C,-2DW2D,0DW475 .當(dāng)DW=4時(shí),說明.A.不存在序列相關(guān)B.不能判斷是否存在一階自相關(guān)C存在完全的正白一階自相關(guān)D.存在完全的負(fù)的一階自相關(guān)76 .根據(jù)20個(gè)觀測(cè)值估計(jì)的結(jié)果,一元線性回歸模型的D厚2.3.在樣本容量n=20,解釋變量k=1,顯著性水平為0.05時(shí),查得dl=1,du=1.41,那么可以決斷.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(fù)的一階

14、自D.無法確定77 .當(dāng)模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時(shí),適宜的參數(shù)估計(jì)方法是.A.加權(quán)最小二乘法B.間接最小二乘法C.廣義差分法D.工具變量法78 .對(duì)于原模型yt=tb+b1Xt+ut,廣義差分模型是指.yt=b01b1J一f(Xt),f(Xt)f(Xt)f(Xt)Vyt=b1VXtVutVyt=b0+b1VXtVutD.ytyt-1=b01-+b1XtXt-1utut-179 .采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問題適用于以下哪種情況.A.p00B.p11C.-1p0D.0Vp180 .定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型S=b0+bR+ut描述的其中S為產(chǎn)量,Pt為價(jià)格,又知：如果該企業(yè)在t-1期生產(chǎn)過剩,經(jīng)

15、營(yíng)人員會(huì)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(jī)解釋變量問題81.根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)yt=2.1098,相關(guān)系數(shù)：r國(guó)J0.86880.9321(2 分)5、答：12 分散點(diǎn)圖如下:22(XX)2(YY)2=0.9321(3 分)EY/Xi.此模型是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得故拒絕原假設(shè) H.：0,即認(rèn)為參數(shù)是顯著的.3 分2由于 t_0,81t18.70.0433.(3 分)3回歸模型 R2=0.81,說明擬合優(yōu)度較高,解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋水平為81%,回歸直線擬合觀測(cè)點(diǎn)較為理想.4 分81%,即收入對(duì)消費(fèi)的解釋水平為4、答：判定系數(shù):

16、R2b2(XX)2(Y丫)23.654124432.168113.6=0.8688(3 分)700600Y500400300140160180X(XX)(YY)16195.4.4432.168113.6100120b0Y?X11.30.75712.61.762(2 分)故回歸直線為：Y1.7620.757X1 分b0yb?x61.24.268.226.28(2 分)總本錢函數(shù)為：=26.28+4.26X11 分2截距項(xiàng)&表示當(dāng)產(chǎn)量 X 為 0 時(shí)工廠的平均總本錢為 26.28,也就量工廠的平均固定本錢；2 分斜率工程表示產(chǎn)量每增加 1 個(gè)單位,引起總本錢平均增加 4.26 個(gè)單位.2

17、分9、答：1回歸模型的 R2=0.9042,說明在消費(fèi) Y 的總變差中,由回歸直線解釋的局部占到 90%以上,回歸直線的代表性及解釋水平較好.2 分2對(duì)于斜率項(xiàng),t工02螫 8.6824t00581.8595,即說明斜率項(xiàng)顯著不為 0,家庭收入對(duì)消費(fèi)有顯著sH0.0233(2 分)(2)模型一：R2b1一(J=0.8554(yty)2b2(xtx)2模型二：R2-2-=0.8052(yty)3分3 分7、答：I?XYXY146.512.611.32164.212.620.757(2分)8、答：1由于XK2700,xt41,yt306,X2381(xt)21681y61.2,x8.2,n*yt為

18、yt527004130622nx(xt)538116814.26(3分)影響.2 分對(duì)于截距項(xiàng),t2.1727s(b0)0.72023.0167t0.0581.8595,即說明截距項(xiàng)也顯著不為0,通過了顯著性根據(jù)圖形可知,物價(jià)上漲率與失業(yè)率之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,擬合倒數(shù)模型較適宜.率漲上價(jià)物檢驗(yàn).(2 分)（3）Yf=2.17+0.2023X45=11.2735(2 分)11.2735+4.823),即(6.4505,16.0965).(2 分)210、答：(1)由于？2,RSSet2(n2)72(622)8480.(4 分)(2)R2r20.620.36(2分)(xtx)(2ty)(20

19、1)11.38216.30(2分)(2)R2=r2=0.92=0.81,剩余變差：RSSe2(2i2)22000(1分)總變差：TSS=RSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32(2 分)2(3) ?2-2000111.11(2分)n2202b0Y?X2170.33551943.135(2 分)故回歸直線為Y?43.1350.335X,2Y?43.1350.335X143.1350.3351046.4852分YX10銷售額的價(jià)格彈性=0.335=0.0723 分XY46.48513、1回歸方程為：Y?0.3531.968X,由于斜率項(xiàng) p 值=0.00000.05,說明

20、截距項(xiàng)與 0 值沒有顯著差異,即截距項(xiàng)沒有通過顯著性檢驗(yàn).2分2截距項(xiàng) 0.353 表示當(dāng)國(guó)民收入為 0 時(shí)的貨幣供給量水平,此處沒有實(shí)際意義.斜率項(xiàng) 1.968 說明國(guó)民收入每增加 1元,將導(dǎo)致貨幣供給量增加 1.968 元.3 分1(Xfx)2n(xX)2,9522336/*94.823(2分)95%置信區(qū)間為(11.2735-4.823,(3)TSSRSS1R211、答：(1)cov(x,y)4807500.361(xtn1(4 分)x)(2t2)r.22=0.9J1610=11.38.(xtx)2(xtx)(2t2).(2t2)2216.305370.9.2000(2 分)斜率系數(shù)：R

21、(Xx)(2t2)(Xx)2216.30.7.50(1 分)5.37212、答：1口XYXY11784951921728495851920.335(3分)t0.025(8)(XiX)(YY)(XiX)217720331600.5344(2分)1110.534416821.22(2 分)16.解答：1這是一個(gè)對(duì)數(shù)化以后表現(xiàn)為線性關(guān)系的模型,lnL的系數(shù)為1.451 意味著資本投入 K 保持不變時(shí)勞動(dòng)一產(chǎn)出彈性為 1.451;3 分lnK 的系數(shù)為 0.384 意味著勞動(dòng)投入L 保持不變時(shí)資本一產(chǎn)出彈性為 0.3842 分.2系數(shù)符號(hào)符合預(yù)期,作為彈性,都是正值,而且都通過了參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)算出來

22、.t 檢驗(yàn)5 分,要求能夠把 t 值計(jì)17.解答：該消費(fèi)模型的判定系數(shù)R20.95,F統(tǒng)計(jì)量的值F107.37,均很高,說明模型的整體擬合程度很高.(2 分)計(jì)算各回歸系數(shù)估計(jì)量的 t 統(tǒng)計(jì)量值得:t08.1338.920.91,t11.0590.176.10t20.4520.660.69,t30.1211.090.11.除t1 外,其余 T 值均很小.工資 U入 W 的系數(shù) t 檢驗(yàn)值雖然顯著,但該系數(shù)的估計(jì)值卻過大,該值為工資收入對(duì)消費(fèi)的邊際效應(yīng),它的值為1.059 意味著工資收入每增加一美元,消費(fèi)支出增長(zhǎng)將超過一美元,這與經(jīng)濟(jì)理論和生活常識(shí)都不符.5 分另外,盡管從理論上講,非工資一非農(nóng)

23、業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費(fèi)行為的重要解釋變量,但二者各自的 t 檢驗(yàn)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,不同收入局部之間的相互關(guān)系掩蓋了各個(gè)局部對(duì)解釋消費(fèi)行為的單獨(dú)影響.(3 分).一218.解答：(1)R1n1(1R2)181(10.75)0.65(3分)nk1821_2(2)R110.350.04;負(fù)值也是有可能的.4 分331603當(dāng) X=15 時(shí),Y?0.3531.9681529.873,即應(yīng)將貨幣供給量定在 29.873 的水平.3 分14、答：1這是一個(gè)時(shí)間序列回歸.圖略2 分2 截距 2.6911 表示咖啡零售價(jià)在每磅 0 美元時(shí),美國(guó)平

24、均咖啡消費(fèi)量為每天每人意義；2 分斜率0.4795 表示咖啡零售價(jià)格與消費(fèi)量負(fù)相關(guān),說明咖啡價(jià)格每上升少 0.4795杯.2 分2.6911 杯,這個(gè)沒有明顯的經(jīng)濟(jì)1 美元,平均每天每人消費(fèi)量減3不能.原因在于要了解全美國(guó)所有人的咖啡消費(fèi)情況幾乎是不可能的.4不能.在同一條需求曲線上不同點(diǎn)的價(jià)格彈性不同,分假設(shè)要求價(jià)格彈性,2 分須給出具體的 X 值及與之對(duì)應(yīng)的丫值.215、答: 由條件可知,Xi168010168,111011110(XiX)(YY)(XiYYXiYXXY)(3分)204200 1680 111 168111010 168 111177202(XiX)(X2Xi22XiX21

25、0X2-2X)10X2(3分)31540010168168一一2311R1(10.95)0.94(3分)315119 .解答：當(dāng)b,b1時(shí),模型變?yōu)閥tX2tbo(XtX2t)5,可作為一元回歸模型來對(duì)待n(.x2t)(ytx2t)(.x2t)(ytx2t)b|22(5 分)n(X1tX2t)(X1tX2t)當(dāng)白b2時(shí),模型變?yōu)閥tbob1(X1tX2t)5,同樣可作為一元回歸模型來對(duì)待n(X1txjyt(%xjytbi2-(5分)n(X1tX2t)(X1tX2t)20 .解答：(1)第 2 個(gè)方程更合理一些,由于某天慢跑者的人數(shù)同該天日照的小時(shí)數(shù)應(yīng)該是正相關(guān)的.(4 分)(2)出現(xiàn)不同符號(hào)的

26、原因很可能是由于 X2與 X3高度相關(guān)而導(dǎo)致出現(xiàn)多重共線性的緣故.從生活經(jīng)驗(yàn)來看也是如此,日照時(shí)間長(zhǎng),必然當(dāng)天的最高氣溫也就高.而日照時(shí)間長(zhǎng)度和第二天需交學(xué)期論文的班級(jí)數(shù)是沒有相關(guān)性的.(6 分)21 .解答：(1)X1i是盒飯價(jià)格,X2i是氣溫,X3i是學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量,X4i是附近餐廳的盒飯價(jià)格.(4 分)(2)在四個(gè)解釋變量中,附近餐廳的盒飯價(jià)格同校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量應(yīng)該是負(fù)相關(guān)關(guān)系,其符號(hào)應(yīng)該為負(fù),應(yīng)為X4i;學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量每變化一個(gè)單位,盒飯相應(yīng)的變化數(shù)量不會(huì)是 28.4 或者 12.7,應(yīng)該是小于 1 的,應(yīng)為X3i;至于其余兩個(gè)變量,從一般經(jīng)驗(yàn)來看,被解釋變量對(duì)價(jià)格

27、的反響會(huì)比對(duì)氣溫的反響更靈敏一些,所以先是盒飯價(jià)格,x2i是氣溫.(6 分)*(二)對(duì)yibboxVi進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)*nXiyiXiyi6n(x*)2(、,*Vv*1n(X)(Xi)其中yi,Xi(4分)*XiXibyibox(進(jìn)一步帶入計(jì)算也可)22.解:原模型:V0nxui(D等號(hào)兩邊同除以xi,新模型:bo-XiUi一(2)(2 分)X*令VVXi1,ViXUiXi那么：(2)變?yōu)閥一.*biboxVi(2分)此時(shí)Var(vi)UiVar()Xi12(Xi222、.Xi)新模型不存在異方差性.(2分)23.解：(1)Ho：Ut為同方差性；H1：Ut為異方差性；(2 分)*yi*1u

28、i令V,xi,Vi一xixixi*得：Vib1b0XVi(2分)U122此時(shí)Var(Vj)Var(一)2-(X,)xiX,由數(shù)據(jù),得2 分xi2510410（2）FRSS0.466E17RSS0.36E171.29(3分)（3）FO.0510,102.982分（4）FF0.0510,10,接受原假設(shè),認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)為同方差性.3分24.解：原模型：va.根據(jù)u：N0,22X);E(UM)0,ij為消除異方差性,模型等號(hào)兩邊同除以Vaui模型變?yōu)椋阂皇琓2=(2 分),X.Xi.Xi1Ui,X,Vi那么得到新模型：Vaxv,(2 分)此時(shí)Var(v,)Var%)2、新模型不存在異方差性.2 分y

29、iXi1x(4 分)22Vib0hxUi,Var(Ui)x1模型存在異方差性為消除異方差性,模型兩邊同除以 xixi, ,yi得：一xib0-b1XUi一(2 分)xi2、新模型不存在異方差性1 分25.解:原模型:(Ui)-(jXixi*Xi0.50.20.10.250.1Yi47459*Yi21.40.41.250.9*根據(jù)以上數(shù)據(jù),對(duì)ybib0XiVi進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)得:Y3.938L1.451K0.3841,是一個(gè) C-D 函數(shù),1.451 為勞動(dòng)產(chǎn)出彈性,0.3841 為資本產(chǎn)出彈性.由于 1.451+0.38411,所以該生產(chǎn)函數(shù)存在規(guī)模經(jīng)濟(jì).6 分2該回歸方程的估計(jì)中存在什么

30、問題？應(yīng)如何改良？由于 DW=0.858,dL=1.38,即 0.8581.38,故存在一階正自相關(guān).可利用 GLS 方法消除自相關(guān)的影響.4 分27.1何謂計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的自相關(guān)性？答：如果對(duì)于不同的樣本點(diǎn),隨機(jī)誤差項(xiàng)之間不再是完全互相獨(dú)立,而是存在某種相關(guān)性,那么出現(xiàn)序列相關(guān)性.如存在：Eii10,稱為一階序列相關(guān),或自相關(guān).3 分2試檢驗(yàn)該模型是否存在一階自相關(guān),為什么？答：存在.2 分3自相關(guān)會(huì)給建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型產(chǎn)生哪些影響？答：1 參數(shù)估計(jì)兩非有效；2 變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義.3 模型的預(yù)測(cè)失效.3 分4如果該模型存在自相關(guān),試寫出消除一階自相關(guān)的方法和步驟.臨界值dL1.24,d

31、u1.43答：1 構(gòu)造 D.W 統(tǒng)計(jì)量并查表；2 與臨界值相比擬,以判斷模型的自相關(guān)狀態(tài).2 分28.答：1由于地方政府往往是根據(jù)過去的經(jīng)驗(yàn)、當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)狀況以及期望的經(jīng)濟(jì)開展前景來定制地區(qū)最低限度工資水平的,而這些因素沒有反映在上述模型中,而是被歸結(jié)到了模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中,因此 gMIN1 與不僅異期相關(guān),而且往往是同期相關(guān)的,這將引起 OLS 估計(jì)量的偏誤,甚至當(dāng)樣本容量增大時(shí)也不具有一致性.5 分2全國(guó)最低限度的制定主要根據(jù)全國(guó)國(guó)整體的情況而定,因此 gMIN 根本與上述模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無關(guān).2 分3由于地方政府在制定本地區(qū)最低工資水平時(shí)往往考慮全國(guó)的最低工資水平的要求,因此 gMIN1

32、與 gMIN 具有較強(qiáng)的相關(guān)性.結(jié)合2知 gMIN 可以作為 gMIN1 的工具變量使用.3 分29.解答：1這是一個(gè)確定的關(guān)系,各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和等于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值.作為計(jì)量模型不合理.3 分2345都是合理的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型.4 分6不合理.發(fā)電量和鋼鐵產(chǎn)量影響對(duì)煤炭的需求,但不會(huì)影響煤炭的產(chǎn)量.作為解釋變量沒有意義.3 分30.解答：1模型中R1t的系數(shù)符號(hào)為負(fù),不符合常理.居民收入越多意味著消費(fèi)越多,二者應(yīng)該是正相關(guān)關(guān)系.3分（2）Y的系數(shù)是 1.2,這就意味著每增加一元錢,居民消費(fèi)支出平均增加 1.2 元,處于一種入不敷出的狀態(tài),這是不可能的,至少對(duì)一個(gè)表示一般關(guān)系的宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來說是

33、不可能的.4 分（3）L的系數(shù)符號(hào)為負(fù),不合理.職工人數(shù)越多工業(yè)總產(chǎn)值越少是不合理的.這很可能是由于工業(yè)生產(chǎn)資金和職工人數(shù)兩者相關(guān)造成多重共線性產(chǎn)生的.3 分*nxyxy,*、2*2-n(x)(X)解得.*.*byboxbo5.9551.770.543.283.281.15(3 分)0.4426.答案:題中所估計(jì)的回歸方程的經(jīng)濟(jì)含義: 該回歸方程是一個(gè)對(duì)數(shù)線性模型,可復(fù)原為指數(shù)的形式為:31 .解答：1臨界值 t=1.7291 小于 18.7,認(rèn)為回歸系數(shù)顯著地不為 0.4 分2參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差：0.81/18.7=0.04333 分3不包括.由于這是一個(gè)消費(fèi)函數(shù),自發(fā)消費(fèi)為 15 單位,

34、預(yù)測(cè)區(qū)間包括 0 是不合理的.3 分32.解答：1對(duì)于ytb0b1x1tb2x2t.bkxktut如果隨機(jī)誤差項(xiàng)的各期值之間存在著相關(guān)關(guān)系,即covUt,UsEUtUs0t,s1,2.,k稱隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在自相關(guān)性.3分2該模型存在一階正的自相關(guān),由于 0DW=0.34742.1009,因此 lnk 的系數(shù)顯著.Lnl 的 T 檢驗(yàn)：t=6.5182.1009,因此 lnl 的系數(shù)顯著.4 分（2）to.025172.1098t 的 T 檢驗(yàn)：t=1.3332.1098,因此 lnk 的系數(shù)不顯著.Lnk 的 T 檢驗(yàn)：t=1.182.1098,因此 lnl 的系數(shù)不顯著.4 分3可能是由于

35、時(shí)間變量的引入導(dǎo)致了多重共線性.2 分38.解答：這時(shí)會(huì)發(fā)生完全的多重共線性問題；3 分由于有四個(gè)季度,該模型那么引入了四個(gè)虛擬變量.顯然,對(duì)于任一季度而言,DtD2tD3tD4t1,那么任一變量都是其他變量的線性組合,因此存在完全共線性.當(dāng)有四個(gè)類別需要區(qū)分時(shí),我們只需要引入三個(gè)虛擬變量就可以了；5 分參數(shù)將不能用最小二乘法進(jìn)行估計(jì).2 分37/401第二季度1第二季度；D30其他30其他21tb0b1Gta1Dta2DtGtut3分41.解答：(1)D1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(shí),金融業(yè)的15.8 個(gè)百分點(diǎn)的薪水.其他兩個(gè)可類似解釋.(3 分)(2)公用事業(yè)和交通運(yùn)輸

36、業(yè)之間估計(jì)薪水的近似百分比差異就是以百分?jǐn)?shù)解釋的統(tǒng)計(jì)彳 1 為-2.895,它大于 1%勺顯著性水平下自由度為 203 的 t 分布臨界值 1.96,因此這種差異統(tǒng)計(jì)上是顯著的.(4 分)(3)由于消費(fèi)品工業(yè)和金融業(yè)相對(duì)于交通運(yùn)輸業(yè)的薪水百分比差異分別為 15.8%與 18.1%,因此他們之間的差異為18.1%-15.8%=2.3%.(3 分)42.解答：記學(xué)生月消費(fèi)支出為 Y,其家庭月收入水平為 X,在不考慮其他因素影響時(shí),有如下根本回歸模型：yi01Xii2分其他決定性因素可用如下虛擬變量表示那么引入各虛擬變量后的回歸模型如下：Y01Xi162D2i3D3i4D4iEY|Xi,D1iD2i

37、D3iD4i00區(qū)分(2)來自欠興旺城市地區(qū)的男生,得到獎(jiǎng)學(xué)金時(shí)的月消費(fèi)支出：EY|Xi,D1iD4i1,D2iD3i0(014)1Xi分(3)來自興旺地區(qū)的農(nóng)村女生,得到獎(jiǎng)學(xué)金時(shí)的月消費(fèi)支出：EY|Xi,D1iD3i1,D2iD4i0(013)1Xi分(4)來自興旺地區(qū)的城市男生,未得到獎(jiǎng)學(xué)金時(shí)的月消費(fèi)支出：EY|Xi,D2iD3iD4i1,Di0(023)1Xi分39.解答：(1)假設(shè)第一季度為根底類型,引入三個(gè)虛擬變量D41第四季度0其他利潤(rùn)模型為ytb0bXta1D2ta?D3ta3D4tUt.5分(2)利潤(rùn)模型為 ytbob1XtaQXtazD&XtasDXtUt2分3 分利

38、潤(rùn)模型為ytb0b1Xta1D2tXta2D3tXta3D4txta4D2ta5D3ta6D4tUt3分40.解答：通貨膨脹與工業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)速度關(guān)系的根本模型為Itb0b1Gtut引入虛擬變量D年及以后年以前4 分那么1Itb0b1GtaDtUt3 分CE 儂比交通運(yùn)輸業(yè)的 CEQ獲D3參數(shù),即為 28.3%.由于參數(shù)的 t1,有獎(jiǎng)學(xué)金1,來自城市D1D210,無獎(jiǎng)學(xué)金,20,來自農(nóng)村,D31,來自興旺地區(qū)D40,來自欠興旺地區(qū),1,男性0,女性43.答案：引入反映季節(jié)因素和收入層次差異的虛擬變量如下:1,旺季1,局收入D?0,淡季,0,低收入,3分那么原消費(fèi)需求函數(shù)變換為如下的虛擬變量模型：YiXi263D2ii3分1低收入家庭在某商品的消費(fèi)淡季對(duì)該類商品的平均消費(fèi)支出為；EYiXi1