計量經(jīng)濟學(xué)期末復(fù)習(xí)試題庫帶答案

1、-. z.學(xué)校：北方民族大學(xué)專業(yè)：國際經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)校：北方民族大學(xué)專業(yè)：國際經(jīng)濟與貿(mào)易*：田茂友*：20140341單項選擇題每題1分 1計量經(jīng)濟學(xué)是以下哪門學(xué)科的分支學(xué)科C。 A統(tǒng)計學(xué) B數(shù)學(xué) C經(jīng)濟學(xué) D數(shù)理統(tǒng)計學(xué) 2計量經(jīng)濟學(xué)成為一門獨立學(xué)科的標志是B。 A1930年世界計量經(jīng)濟學(xué)會成立 B1933年計量經(jīng)濟學(xué)會刊出版 C1969年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎設(shè)立 D1926年計量經(jīng)濟學(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。 A同一時點上不同統(tǒng)計單位一樣統(tǒng)計指標組成的數(shù)據(jù) B同一時點上一樣統(tǒng)計單位一樣統(tǒng)計指

2、標組成的數(shù)據(jù) C同一時點上一樣統(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在計量經(jīng)濟模型中，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 B 。 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)濟活動中的變量關(guān)系的計量經(jīng)濟模型是 A 。 A微觀計量經(jīng)濟模型 B宏觀計量經(jīng)濟模型 C理論計量經(jīng)濟模型 D應(yīng)用計量經(jīng)濟模型 8經(jīng)濟計量模型的被解釋變量一定是 C 。 A控制變量 B政策變

3、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 D 。 A19912003年各年*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*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值 C*年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值的合計數(shù) D*年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值 10經(jīng)濟計量分析工作的根本步驟是 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?B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 11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 12 B 是具有一定概率

4、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 D滯后變量 13同一統(tǒng)計指標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) 14計量經(jīng)濟模型的根本應(yīng)用領(lǐng)域有 A 。 A構(gòu)造分析、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)系可以分為兩大類，它們是 A 。 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 D 。 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

5、的函數(shù)關(guān)系 D變量間不確定性的依存關(guān)系 17進展相關(guān)分析時的兩個變量 A 。 A都是隨機變量 B都不是隨機變量 C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*和y之間真實線性關(guān)系的是 C 。 A B C D 19參數(shù)的估計量具備有效性是指 B 。 A B C D 20對于，以表示估計標準誤差，表示回歸值，則 B 。 A B C D 21設(shè)樣本回歸模型為，則普通最小二乘法確定的的公式中，錯誤的選項是 D 。 A B C D 22對于，以表示估計標準誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有 D 。 A B C D 23產(chǎn)量*，臺與單位產(chǎn)品本錢Y，元/臺之間的回歸方程為，這說明 D 。 A

6、產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢增加356元 B產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢減少1.5元 C產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢平均增加356元 D產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢平均減少1.5元 24在總體回歸直線中，表示 B 。 A當(dāng)*增加一個單位時，Y增加個單位 B當(dāng)*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，*增加個單位 D當(dāng)Y增加一個單位時，*平均增加個單位 25對回歸模型進展檢驗時，通常假定服從 C 。 A B C D 26以Y表示實際觀測值，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 D 。 A B C D 27設(shè)Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，則以下哪項成立 D

7、。 A B C D 28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 D 29以Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，則用OLS得到的樣本回歸直線滿足 A 。 A B C D 30用一組有30個觀測值的樣本估計模型，在0.05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 。 At0.05(30) Bt0.025(30) Ct0.05(28) Dt0.025(28) 31*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 B 。 A0.64B0.8 C0.4D0.32 32相關(guān)系數(shù)r的取值*圍是 D 。 Ar-1

8、 Br1C0r1D1r1 33判定系數(shù)R2的取值*圍是 C 。 AR2-1BR21C0R21 D1R21 34*一特定的*水平上，總體Y分布的離散度越大，即2越大，則 A 。 A預(yù)測區(qū)間越寬，精度越低B預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測誤差越小 C預(yù)測區(qū)間越窄，精度越高D預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測誤差越大 35如果*和Y在統(tǒng)計上獨立，則相關(guān)系數(shù)等于 C 。 A1 B1 C0 D 36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 DF 37在CD生產(chǎn)函數(shù)中， A 。 A和是彈性 BA和是彈性 CA和是彈性 DA是彈性 38回歸模型中，關(guān)于檢驗所用的統(tǒng)計量，以下說法正確的選項是

9、D 。 A服從 B服從 C服從 D服從39在二元線性回歸模型中，表示 A 。 A當(dāng)*2不變時，*1每變動一個單位Y的平均變動。 B當(dāng)*1不變時，*2每變動一個單位Y的平均變動。 C當(dāng)*1和*2都保持不變時，Y的平均變動。 D當(dāng)*1和*2都變動一個單位時，Y的平均變動。 40在雙對數(shù)模型中，的含義是 D 。 AY關(guān)于*的增長量 BY關(guān)于*的增長速度 C Y關(guān)于*的邊際傾向 DY關(guān)于*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*的回歸模型為，這說明人均收入每增加1，人均消費支出將增加 C 。 A2 B0.2 C0.75 D7.5 42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

10、量，且 A 。 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 C 。 AF=1 BF=1 CF= DF=0 44下面說法正確的選項是 D 。 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 。 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 B 。 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.

11、解釋變量為隨機變量，被解釋變量為非隨機變量 47計量經(jīng)濟模型中的被解釋變量一定是 C 。 A控制變量 B政策變量 C內(nèi)生變量 D外生變量48.在由的一組樣本估計的、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. 0.8655 D.0.832749.以下樣本模型中，哪一個模型通常是無效的 B A. 消費=500+0.8收入 B.商品需求=10+0.8收入+0.9價格C. 商品供給=20+0.75價格D. 產(chǎn)出量=0.65勞動資本50.用一組有30個觀測值的樣本估計模型后，在0.05的顯著性水平上對的顯著性作

12、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. 51.模型中，的實際含義是 B A.關(guān)于的彈性B.關(guān)于的彈性C. 關(guān)于的邊際傾向 D. 關(guān)于的邊際傾向52在多元線性回歸模型中，假設(shè)*個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于，則說明模型中存在 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53.線性回歸模型中，檢驗時，所用的統(tǒng)計量服從( C )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( D ) A. B. C.D.55關(guān)于經(jīng)濟計量模型進展預(yù)測出現(xiàn)誤差的原因，正確

13、的說法是 C 。 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根本要求是(k 為解釋變量個數(shù))： C A.nk+1 B.nk+1 C.n30 或n3k+1 D.n3057.以下說法中正確的選項是： D A.如果模型的很高，我們可以認為此模型的質(zhì)量較好 B.如果模型的較低，我們可以認為此模型的質(zhì)量較差C.如果*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*一參數(shù)不能通過顯著性檢驗，我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量58.半對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是 C 。A*的絕對量變化，引起Y的絕對量變化 BY關(guān)于*的邊際變化

14、C*的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 DY關(guān)于*的彈性 59.半對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是A。A.*的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量Y的相對變化率 B.Y關(guān)于*的彈性C.*的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 D.Y關(guān)于*的邊際變化60.雙對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是 D 。A.*的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 B.Y關(guān)于*的邊際變化C.*的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量Y的相對變化率D.Y關(guān)于*的彈性61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗AA.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 A.一階差分法B.廣義差分法

15、C.工具變量法D.加權(quán)最小二乘法63.White檢驗方法主要用于檢驗 A 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 A.異方差性 B.自相關(guān)性 C.隨機解釋變量 D.多重共線性65.以下哪種方法不是檢驗異方差的方法 D A.戈德菲爾特匡特檢驗 B.懷特檢驗 C.戈里瑟檢驗 D.方差膨脹因子檢驗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 A.加權(quán)最小二乘法 B.工具變 C.廣義差分法 D.使用非樣本先驗信息67.加權(quán)最小二乘法克制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 B A.重視大誤差的

16、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.如果戈里瑟檢驗說明，普通最小二乘估計結(jié)果的殘差與有顯著的形式的相關(guān)關(guān)系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 C A. B. C. D. 69果戈德菲爾特匡特檢驗顯著，則認為什么問題是嚴重的 A 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70.設(shè)回歸模型為，其中，則的最有效估計量為 C A. B. C. D. 71如果模型yt=b0+b1*t+ut存在序列相關(guān)，則 D 。A. cov(*t, ut)=0 B. c

17、ov(ut, us)=0(ts) C. cov(*t, ut)0 D. cov(ut, us) 0(ts)72DW檢驗的零假設(shè)是為隨機誤差項的一階相關(guān)系數(shù) B 。ADW0 B0 CDW1 D173以下哪個序列相關(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 。Autut1+vt Butut1+2ut2+vtCutvt Dutvt+2 vt-1 +74DW的取值*圍是 D 。A-1DW0 B-1DW1 C-2DW2 D0DW475當(dāng)DW4時，說明 D 。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存在完全的正的一階自相關(guān) D存在完全的負的一階自相關(guān)76根據(jù)20個觀測值

18、估計的結(jié)果，一元線性回歸模型的DW2.3。在樣本容量n=20,解釋變量k=1，顯著性水平為0.05時，查得dl=1,du=1.41,則可以決斷 A 。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 C 。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對于原模型yt=b0+b1*t+ut，廣義差分模型是指 D 。79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 B 。A0 B1 C-10 D0180定*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

19、-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 B 。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的樣本估計后計算得DW1.4，在5%的置信度下，dl=1.35,du=1.49,則認為原模型 D 。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，以表示et與et-1之間的線性相關(guān)關(guān)系t=1,2,T,則以下明顯錯誤的選項是 B 。A0.8，DW0.4 B-0.8，DW-0.4C0，DW2 D1，DW083同一統(tǒng)計指標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)

20、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 D A線性 B無偏性 C有效性 D一致性85經(jīng)歷認為*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 C 。A大于 B小于C大于5 D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 。A增大 B減小 C有偏 D非有效87對于模型yt=b0+b1*1t+b2*2t +ut，與r12=0相比，r120.5時，估計量的方差將是原來的 B 。A1倍 B1.33倍 C1.8倍 D2倍 88如果方差膨脹因子VIF10，則什么問題是嚴重的 C 。A異方差問題 B序列相關(guān)問題C

21、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，假設(shè)*個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于1，則說明模型中存在( C )。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 。A變大 B變小 C無法估計 D無窮大91完全多重共線性時，以下判斷不正確的選項是 D 。A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)*地區(qū)消費函數(shù)中，消費支出不僅與收入*有關(guān)，而且與消費者的年齡構(gòu)成有關(guān)，假設(shè)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)

22、成因素的影響時，該消費函數(shù)引入虛擬變量的個數(shù)為 C 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 D 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 A. 系統(tǒng)變參數(shù)模型 B.系統(tǒng)模型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，其中*i為隨機變量，*i與Ui相關(guān)則的普通最小二乘估計量( D )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，假設(shè)遺漏了解釋變量*2，且*1、*2線性相關(guān)則的普通最小二乘法

23、估計量(D ) 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(C ) A.對模型參數(shù)估計量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響 B.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98設(shè)消費函數(shù)，其中虛擬變量，如果統(tǒng)計檢驗說明成立，則東中部的消費函數(shù)與西部的消費函數(shù)是(D )。A. 相互平行的 B. 相互垂直的 C. 相互穿插的 D. 相互重疊的99虛擬變量(A ) 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

24、段線性回歸模型的幾何圖形是( D )。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( B )。A.m B.m-1 C.m-2 D.m+1 102設(shè)*商品需求模型為，其中Y是商品的需求量，*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D。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，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 C 。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

25、D.不完全多重共線性104.設(shè)消費函數(shù)為，其中虛擬變量，當(dāng)統(tǒng)計檢驗說明以下哪項成立時，表示城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費行為 A 。A.， B. ， C. ， D. ，105設(shè)無限分布滯后模型為，且該模型滿足Koyck變換的假定，則長期影響系數(shù)為C。A B C D不確定106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 B 。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在分布滯后模型中，短期影響乘數(shù)為 D 。A B C D108對于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計模型參數(shù)應(yīng)采用( D ) 。 A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109Koyck

26、變換模型參數(shù)的普通最小二乘估計量是( D ) 。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以下屬于有限分布滯后模型的是 D 。A BC D111消費函數(shù)模型，其中為收入，則當(dāng)期收入對未來消費的影響是：增加一單位，增加 C 。A0.5個單位 B0.3個單位C0.1個單位 D0.9個單位112下面哪一個不是幾何分布滯后模型 D 。Akoyck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，從而克制了原分布滯后模型估計中的 D 。A異方差問題 B序列相關(guān)問題C多重共性問題 D

27、參數(shù)過多難估計問題114分布滯后模型中，為了使模型的自由度到達30，必須擁有多少年的觀測資料 D 。A32 B33 C34 D38115如果聯(lián)立方程中*個構(gòu)造方程包含了所有的變量，則這個方程為C。 A恰好識別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，不正確的選項是C。 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)是構(gòu)造式參數(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)立方程模型進展參數(shù)估計的方法可以分兩類，即：( B ) 。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

28、 D工具變量法和間接最小二乘法118在構(gòu)造式模型中，其解釋變量( C )。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*個構(gòu)造式方程是過度識別的，則估計該方程參數(shù)的方法可用 A 。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)模型中第個方程是不可識別的，則該模型是( B ) 。 A可識別的 B不可識別的 C過度識別 D恰好識別121構(gòu)造式模型中的每一個方程都稱為構(gòu)造式方程，在構(gòu)造方程中，解釋變量可以是前定變量，也可以是(C ) 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在完備的構(gòu)造式模型中，外生變量是

29、指 D 。 AYt BYt 1 CItDGt 123在完備的構(gòu)造式模型中，隨機方程是指 D 。 A方程1 B方程2 C方程3D方程1和2 124聯(lián)立方程模型中不屬于隨機方程的是D 。 A行為方程 B技術(shù)方程 C制度方程D恒等式 125構(gòu)造式方程中的系數(shù)稱為C 。 A短期影響乘數(shù) B長期影響乘數(shù) C構(gòu)造式參數(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 C 。 A直接影響 B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根本假定的條件下，間接最小二乘估計量具備 D 。 A準確性 B無偏性 C真實性 D一致性二、多項選擇題每題2分 1計量

30、經(jīng)濟學(xué)是以下哪些學(xué)科相結(jié)合的綜合性學(xué)科 ADE 。 A統(tǒng)計學(xué) B數(shù)理經(jīng)濟學(xué) C經(jīng)濟統(tǒng)計學(xué) D數(shù)學(xué) E經(jīng)濟學(xué) 2從內(nèi)容角度看，計量經(jīng)濟學(xué)可分為 AC 。 A理論計量經(jīng)濟學(xué) B狹義計量經(jīng)濟學(xué) C應(yīng)用計量經(jīng)濟學(xué) D廣義計量經(jīng)濟學(xué) E金融計量經(jīng)濟學(xué) 3從學(xué)科角度看，計量經(jīng)濟學(xué)可分為 BD 。 A理論計量經(jīng)濟學(xué) B狹義計量經(jīng)濟學(xué) C應(yīng)用計量經(jīng)濟學(xué) D廣義計量經(jīng)濟學(xué) E金融計量經(jīng)濟學(xué) 4從變量的因果關(guān)系看，經(jīng)濟變量可分為 AB 。 A解釋變量 B被解釋變量 C內(nèi)生變量 D外生變量 E控制變量 5從變量的性質(zhì)看，經(jīng)濟變量可分為CD 。 A解釋變量 B被解釋變量 C內(nèi)生變量 D外生變量 E控制變量 6使用時序

31、數(shù)據(jù)進展經(jīng)濟計量分析時，要求指標統(tǒng)計的 ABCDE 。 A對象及*圍可比 B時間可比 C口徑可比 D計算方法可比 E內(nèi)容可比 7一個計量經(jīng)濟模型由以下哪些局部構(gòu)成 ABCD 。 A變量 B參數(shù) C隨機誤差項 D方程式 E虛擬變量 8與其他經(jīng)濟模型相比，計量經(jīng)濟模型有如下特點 BCD 。 A確定性 B經(jīng)歷性 C隨機性 D動態(tài)性 E靈活性 9一個計量經(jīng)濟模型中，可作為解釋變量的有 ABCDE 。 A內(nèi)生變量 B外生變量 C控制變量 D政策變量 E滯后變量 10計量經(jīng)濟模型的應(yīng)用在于 ABCD 。 A構(gòu)造分析 B經(jīng)濟預(yù)測 C政策評價 D檢驗和開展經(jīng)濟理論 E設(shè)定和檢驗?zāi)Ｐ?11以下哪些變量屬于前定變

32、量( CD )。 A內(nèi)生變量 B隨機變量 C滯后變量D外生變量 E工具變量 12經(jīng)濟參數(shù)的分為兩大類，下面哪些屬于外生參數(shù)(ABCD )。 A折舊率 B稅率 C利息率 D憑經(jīng)歷估計的參數(shù) E運用統(tǒng)計方法估計得到的參數(shù) 13在一個經(jīng)濟計量模型中，可作為解釋變量的有(BCDE )。 A內(nèi)生變量 B控制變量 C政策變量 D滯后變量 E外生變量 14對于經(jīng)典線性回歸模型，各回歸系數(shù)的普通最小二乘法估計量具有的優(yōu)良特性有(ABE )。 A無偏性 B有效性 C一致性 D確定性 E線性特性 15指出以下哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系 ACD 。 A家庭消費支出與收入 B商品銷售額與銷售量、銷售價格 C物價水平與商品需求

33、量 D小麥高產(chǎn)與施肥量E學(xué)習(xí)成績總分與各門課程分數(shù) 16一元線性回歸模型的經(jīng)典假設(shè)包括 ABCDE 。 A B C D E 17以Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，e表示殘差，則回歸直線滿足 ABE 。 A B C D E 18表示OLS估計回歸值，u表示隨機誤差項，e表示殘差。如果Y與*為線性相關(guān)關(guān)系，則以下哪些是正確的 AC 。 A B C D E 19表示OLS估計回歸值，u表示隨機誤差項。如果Y與*為線性相關(guān)關(guān)系，則以下哪些是正確的 BE 。 A B C D E 20回歸分析中估計回歸參數(shù)的方法主要有 CDE 。 A相關(guān)系數(shù)法 B方差分析法C最小二乘估計法 D極大似然法 E矩估計

34、法 21用OLS法估計模型的參數(shù)，要使參數(shù)估計量為最正確線性無偏估計量，則要求 ABCDE 。 A B C D服從正態(tài)分布 E*為非隨機變量，與隨機誤差項不相關(guān)。 22假設(shè)線性回歸模型滿足全部根本假設(shè)，則其參數(shù)的估計量具備 CDE 。 A可靠性B合理性C線性D無偏性E有效性 23普通最小二乘估計的直線具有以下特性 ABDE 。 A通過樣本均值點 BC D E 24由回歸直線估計出來的值 ADE 。 A是一組估計值 B是一組平均值C是一個幾何級數(shù) D可能等于實際值Y E與實際值Y的離差之和等于零 25反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標有 ACE 。 A相關(guān)系數(shù) B回歸系數(shù)C樣本決定系數(shù) D回歸方程的標準

35、差E剩余變差或殘差平方和 26對于樣本回歸直線，回歸變差可以表示為 ABCDE 。 A B C D E 27對于樣本回歸直線，為估計標準差，以下決定系數(shù)的算式中，正確的有 ABCDE 。 A B C D E 28以下相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有 ABCDE 。 A B C D E 29判定系數(shù)R2可表示為 BCE 。 A B C D E 30線性回歸模型的變通最小二乘估計的殘差滿足 ACDE 。 A B C D E 31調(diào)整后的判定系數(shù)的正確表達式有 BCD 。 A B C D E 32對總體線性回歸模型進展顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為 BC 。 A B C D E33.將非線性回歸模型轉(zhuǎn)

36、換為線性回歸模型，常用的數(shù)學(xué)處理方法有 AB A.直接置換法 B.對數(shù)變換法 C.級數(shù)展開法D.廣義最小二乘法 E.加權(quán)最小二乘法34.在模型中 ABCD A. 與是非線性的B. 與是非線性的C. 與是線性的 D. 與是線性的E. 與是線性的35.對模型進展總體顯著性檢驗，如果檢驗結(jié)果總體線性關(guān)系顯著，則有 BCD。A. B. C. D. E. 36. 剩余變差是指 ACDE 。A.隨機因素影響所引起的被解釋變量的變差B.解釋變量變動所引起的被解釋變量的變差C.被解釋變量的變差中，回歸方程不能做出解釋的局部D.被解釋變量的總變差與回歸平方和之差E.被解釋變量的實際值與回歸值的離差平方和37.回

37、歸變差或回歸平方和是指 BCD 。A. 被解釋變量的實際值與平均值的離差平方和B. 被解釋變量的回歸值與平均值的離差平方和C. 被解釋變量的總變差與剩余變差之差D. 解釋變量變動所引起的被解釋變量的變差E. 隨機因素影響所引起的被解釋變量的變差38.設(shè)為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)包括截距項，則總體線性回歸模型進展顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為 BC 。A.B. C.D. E.39.在多元線性回歸分析中，修正的可決系數(shù)與可決系數(shù)之間 AD 。A.2.1098，故拒絕原假設(shè)H0：，即認為參數(shù)是顯著的。3分2由于，故。3分3回歸模型R2=0.81，說明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81

38、%，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。4分 4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)：=0.86883分相關(guān)系數(shù)：2分 7根據(jù)容量n=30的樣本觀測值數(shù)據(jù)計算得到以下數(shù)據(jù)：，試估計Y對*的回歸直線。答：2分2分故回歸直線為：1分 8下表中的數(shù)據(jù)是從*個行業(yè)5個不同的工廠收集的，請答復(fù)以下問題：總本錢Y與產(chǎn)量*的數(shù)據(jù)Y8044517061*12461181估計這個行業(yè)的線性總本錢函數(shù)：2的經(jīng)濟含義是什么？答：1由于，得：3分2分總本錢函數(shù)為：1分2截距項表示當(dāng)產(chǎn)量*為0時工廠的平均總本錢為26.28，也就量工廠的平均固定本錢；2分斜率項表示產(chǎn)量每增加1個單位

39、，引起總本錢平均增加4.26個單位。2分 9有10戶家庭的收入*，元和消費Y，百元數(shù)據(jù)如下表： 10戶家庭的收入*與消費Y的資料*20303340151326383543Y7981154810910假設(shè)建立的消費Y對收入*的回歸直線的Eviews輸出結(jié)果如下：Dependent Variable: YVariableCoefficientStd. Error*0.2022980.023273C2.1726640.720217R-squared0.904259 S.D. dependent var2.233582Adjusted R-squared0.892292 F-statistic75.5

40、5898Durbin-Watson stat2.077648 Prob(F-statistic)0.0000241說明回歸直線的代表性及解釋能力。2在95%的置信度下檢驗參數(shù)的顯著性。，答：1回歸模型的R20.9042，說明在消費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能力較好。2分2對于斜率項，即說明斜率項顯著不為0，家庭收入對消費有顯著影響。2分對于截距項，即說明截距項也顯著不為0，通過了顯著性檢驗。2分 10相關(guān)系數(shù)r0.6，估計標準誤差，樣本容量n=62。求：1剩余變差；2決定系數(shù)；3總變差。答：1由于，。4分22分34分 11在相關(guān)和回歸分析中，以下資料

41、：。1計算Y對*的回歸直線的斜率系數(shù)。2計算回歸變差和剩余變差。3計算估計標準誤差。答：111.382分2分斜率系數(shù)：1分2R2=r2=0.92=0.81，剩余變差：1分總變差：TSSRSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.322分32分 12根據(jù)對*企業(yè)銷售額Y以及相應(yīng)價格*的11組觀測資料計算：1估計銷售額對價格的回歸直線；2當(dāng)價格為*110時，求相應(yīng)的銷售額的平均水平，并求此時銷售額的價格彈性。答：13分2分故回歸直線為，22分銷售額的價格彈性0.0723分 13假設(shè)*國的貨幣供給量Y與國民收入*的歷史如系下表。*國的貨幣供給量*與國民收入Y的歷史數(shù)據(jù)年份*Y年份*

42、Y年份*Y19852.05.019893.37.219934.89.719862.55.519904.07.719945.010.019873.2619914.28.419955.211.219883.6719924.6919965.812.4根據(jù)以上數(shù)據(jù)估計貨幣供給量Y對國民收入*的回歸方程，利用Eivews軟件輸出結(jié)果為：Dependent Variable: YVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. *1.9680850.13525214.551270.0000C0.3531910.5629090.6274400.5444R-squar

43、ed0.954902 Mean dependent var8.258333Adjusted R-squared0.950392 S.D. dependent var2.292858S.E. of regression0.510684 F-statistic211.7394Sum squared resid2.607979 Prob(F-statistic)0.000000問：1寫出回歸模型的方程形式，并說明回歸系數(shù)的顯著性。2解釋回歸系數(shù)的含義。如果希望1997年國民收入到達15，則應(yīng)該把貨幣供給量定在什么水平？1回歸方程為：，由于斜率項p值0.0000，說明截距項與0值沒有顯著差異，即截距項

44、沒有通過顯著性檢驗。2分2截距項0.353表示當(dāng)國民收入為0時的貨幣供給量水平，此處沒有實際意義。斜率項1.968說明國民收入每增加1元，將導(dǎo)致貨幣供給量增加1.968元。3分3當(dāng)*15時，即應(yīng)將貨幣供給量定在29.873的水平。3分 15下面數(shù)據(jù)是依據(jù)10組*和Y的觀察值得到的：，假定滿足所有經(jīng)典線性回歸模型的假設(shè)，求，的估計值；答：由條件可知，3分3分2分2分 16.根據(jù)*地19611999年共39年的總產(chǎn)出Y、勞動投入L和資本投入K的年度數(shù)據(jù)，運用普通最小二乘法估計得出了以下回歸方程： (0.237) (0.083) (0.048) ，DW=0.858 式下括號中的數(shù)字為相應(yīng)估計量的標準

45、誤。 (1)解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟含義； (2)系數(shù)的符號符合你的預(yù)期嗎？為什么？答：1這是一個對數(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保持不變時勞動產(chǎn)出彈性為1.451 ；3分lnK的系數(shù)為0.384意味著勞動投入L保持不變時資本產(chǎn)出彈性為0.3842分.2系數(shù)符號符合預(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t檢驗5分，要求能夠把t值計算出來。 17.*計量經(jīng)濟學(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：式下括號

46、中的數(shù)字為相應(yīng)參數(shù)估計量的標準誤。試對該模型進展評析，指出其中存在的問題。答：該消費模型的判定系數(shù)，統(tǒng)計量的值，均很高，說明模型的整體擬合程度很高。2分計算各回歸系數(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1.059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)濟理論和生活常識都不符。5分另外，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。這些跡象均說明模型中存在嚴重的多重共線性，不同收入局部之間的相互關(guān)

47、系掩蓋了各個局部對解釋消費行為的單獨影響。3分18.計算下面三個自由度調(diào)整后的決定系數(shù)。這里，為決定系數(shù)，為樣本數(shù)目，為解釋變量個數(shù)。123答: (1)3分 (2)；負值也是有可能的。4分 (3) 19.設(shè)有模型，試在以下條件下: = 1 * GB3 = 2 * GB3 。分別求出，的最小二乘估計量。答：當(dāng)時，模型變?yōu)?，可作為一元回歸模型來對待5分當(dāng)時，模型變?yōu)?同樣可作為一元回歸模型來對待 21假定以校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量作為被解釋變量，盒飯價格、氣溫、附近餐廳的盒飯價格、學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量單位：千人作為解釋變量，進展回歸分析；假設(shè)不管是否有假期，食堂都營業(yè)。不幸的是，食堂內(nèi)的計算機被

48、一次病毒侵犯，所有的存儲喪失，無法恢復(fù)，你不能說出獨立變量分別代表著哪一項！下面是回歸結(jié)果括號內(nèi)為標準差：2.6 (6.3) (0.61) (5.9) 要求：1試判定每項結(jié)果對應(yīng)著哪一個變量？2對你的判定結(jié)論做出說明。答：1是盒飯價格，是氣溫，是學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量，是附近餐廳的盒飯價格。4分2在四個解釋變量中，附近餐廳的盒飯價格同校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量應(yīng)該是負相關(guān)關(guān)系，其符號應(yīng)該為負，應(yīng)為；學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量每變化一個單位，盒飯相應(yīng)的變化數(shù)量不會是28.4或者12.7，應(yīng)該是小于1的，應(yīng)為；至于其余兩個變量，從一般經(jīng)歷來看，被解釋變量對價格的反響會比對氣溫的反響更靈敏一些，所以是盒飯價格

49、，是氣溫。 22.設(shè)消費函數(shù)為，其中為消費支出，為個人可支配收入，為隨機誤差項，并且其中為常數(shù)。試答復(fù)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)估計量的表達式。解：一原模型：1等號兩邊同除以，新模型：22分令則：2變?yōu)?分此時新模型不存在異方差性。2分二對進展普通最小二乘估計其中4分進一步帶入計算也可 33以*地區(qū)22年的年度數(shù)據(jù)估計了如下工業(yè)就業(yè)回歸方程-0.56(2.3) (-1.7) (5.8)式中，Y為總就業(yè)量；*1為總收入；*2為平均月工資率；*3為地方政府的總支出。1試證明：一階自相關(guān)的DW檢驗是無定論的。2逐步描述如何使用LM檢驗答：1查表得

50、臨界值，。正位于1.05和1.66之間，恰是D-W檢驗的無判定區(qū)域，所以一階自相關(guān)的DW檢驗是無定論的。3分2對于模型，設(shè)自相關(guān)的形式為假設(shè)，1分LM檢驗檢驗過程如下：首先，利用OLS法估計模型，得到殘差序列；(2分其次，將關(guān)于殘差的滯后值進展回歸，并計算出輔助回歸模型的判定系數(shù)；(2分最后，對于顯著水平，假設(shè)大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，即存在自相關(guān)性。2分 34下表給出三變量模型的回歸結(jié)果：方差來源平方和SS自由度d.f.平方和的均值(MSS)來自回歸(ESS)65965來自殘差(RSS)_總離差(TSS)6604214要求：1樣本容量是多少？2求RSS？3ESS和RSS的自由度各是多少？4求

51、和？答：1總離差(TSS)的自由度為n-1，因此樣本容量為15；2分2RSS=TSS-ESS=66042-65965=77；2分3ESS的自由度為2，RSS的自由度為12；2分4=ESS/TSS=65965/66042=0.9988， 35.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)濟模型為：；其中：是居民人均可支配收入，是居民人均消費性支出要求：1解釋模型中137.422和0.772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；答：10.722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

52、資料平均變動0.722個單位，也即指邊際消費傾向；137.422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。3分 (2) 在線性回歸模型中，如果隨機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，則稱隨機項具有異方差性。3分(3)存在異方差性，因為輔助回歸方程，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。 43. 試在家庭對*商品的消費需求函數(shù)中以加法形式引入虛擬變量，用以反映季節(jié)因素淡、旺季和收入層次差距高、低對消費需求的影響，并寫出各類消費函數(shù)的具體形式。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： 44考察以下分布滯后模型：假定我們要用

53、多項式階數(shù)為2的有限多項式估計這個模型，并根據(jù)一個有60個觀測值的樣本求出了二階多項式系數(shù)的估計值為：00.3，1 0.51，2 =0.1，試計算 ( = 0, 1, 2, 3)答：根據(jù)階數(shù)為2的Almon多項式：，=0,1,2,33分；可計算得到的估計值： 000.33分； 10120.913分； 2021421.723分； 3031922.73 46*商場1997-2006年庫存商品額與銷售額的資料，假定最大滯后長度，多項式的階數(shù)。1建立分布滯后模型2假定用最小二乘法得到有限多項式變換模型的估計式為請寫出分布滯后模型的估計式解：1分布滯后模型為2分2由估計式可知：00.53，10.80，2

54、-0.331分，根據(jù)階數(shù)為2的Almon多項式：，i=0,1,23分；可計算得到i的估計值： 000.533分； 10121.003分； 2021420 47考察下面的模型式中為投資，為收入，為消費，為利率。1指出模型的內(nèi)生變量和前定變量；2分析各行為方程的識別狀況；3選擇最適合于估計可識別方程的估計方法。解：1內(nèi)生變量為，前定變量為，62消費方程為過度識別，投資方程是恰好識別；6分3消費方程適合用二階段最小二乘法，投資方程適合用間接最小二乘法或工具變量法 48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，和為隨機誤差項，請答復(fù)：1指出模型中的內(nèi)生變量

55、、外生變量和前定變量2用階條件和秩條件識別該聯(lián)立方程模型3分別提出可識別的構(gòu)造式方程的恰當(dāng)?shù)墓烙嫹椒ń猓?內(nèi)生變量為，2分;外生變量為1分；前定變量為和2分2識別方程1：被斥變量的參數(shù)矩陣:1b21b2 0-1 0 1秩為2，方程個數(shù)減1為2，故方程可識別2；再根據(jù)階段條件，可得方程1恰好識別2。識別方程2：被斥變量的參數(shù)矩陣為0 -10 -1 0 1秩為1，小于方程個數(shù)減1，故方程2不可識別。2分方程3是恒等式，不存在識別問題1分；因此，整個模型不可識別1分1、為了研究我國經(jīng)濟增長和國債之間的關(guān)系，建立回歸模型。得到的結(jié)果如下：Dependent Variable: LOG(GDP)Meth

56、od: Least SquaresDate: 06/04/05 Time: 18:58Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.030.1443.20LOG(DEBT)0.650.0232.80R-squared0.981 Mean dependent var10.53Adjusted R-squared0.983 S.D. dependent var0.86S.E. of regression0.11 Akaike info criterion-1.46

57、Sum squared resid0.21 Schwarz criterion-1.36Log likelihood15.8 F-statistic1075.5Durbin-Watson stat0.81 Prob(F-statistic)0其中， GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，DEBT表示國債發(fā)行量。1寫出回歸方程。2分答：LogGDP= 6.03 + 0.65 LOG(DEBT)2解釋系數(shù)的經(jīng)濟學(xué)含義？4分答：截距項表示自變量為零時，因變量的平均期望。不具有實際的經(jīng)濟學(xué)含義。斜率系數(shù)表示GDP對DEBT的不變彈性為0.65?；蛘弑硎驹霭l(fā)1%國債，國民經(jīng)濟增長0.65%。3模型可能存在什么問題？如

58、何檢驗？7分答：可能存在序列相關(guān)問題。因為d.w = 0.81小于，因此落入正的自相關(guān)區(qū)域。由此可以判定存在序列相關(guān)。考慮下面的聯(lián)立方程模型：其中，是內(nèi)生變量，是外生變量，是隨機誤差項15分1、求簡化形式回歸方程？2、判定哪個方程是可識別的恰好或過度？3、對可識別方程，你將用哪種方法進展估計，并簡述根本過程？解1. 12 2. 根據(jù)階判斷條件，m = 2,對于第一個方程，k=0，k m-1，所以第一個方程不可識別。對于第二個方程，k=1，k = m-1，所以第二個方程恰好識別。 3. 對于恰好識別的方程，可以采用二階段最小二乘法，也可以使用間接最小二乘法。下面將簡單介紹間接最小二乘法的根本過程

59、：步驟1：從構(gòu)造方程導(dǎo)出簡化方程；步驟2：對簡化方程的每個方程用OLS方法回歸；步驟3：利用簡化方程系數(shù)的估計值求構(gòu)造方程系數(shù)的估計值。3、下表給出了三變量模型的回歸的結(jié)果：10分方差來源平方和自由度d.f平方和的均值MSS來自回歸(ESS)106.58253.29來自殘差(RSS)1.8170.106總離差(TSS)108.3819注：保存3位小數(shù)，可以使用計算器。在5%的顯著性水平下，此題的。1. 完成上表中空白處內(nèi)容。2. 求與。3. 利用F統(tǒng)計量檢驗和對的聯(lián)合影響，寫出簡要步驟。答：1. 見題 2. 3. 可以利用統(tǒng)計量檢驗和對的聯(lián)合影響?；蛞驗?，和對的聯(lián)合影響是顯著的。4、假設(shè)在模型

60、：中存在以下形式的異方差：，你如何估計參數(shù)10分答案：使用加權(quán)最小二乘法估計模型中的參數(shù)，。在模型的兩邊同時除以，我們有：令，則上面的模型可以表示為：1，即變換后的模型1的隨機誤差項滿足同方差假定，可以使用OLS估計出，。上述方法稱為加權(quán)最小二乘法。四、簡答題每題5分 1簡述計量經(jīng)濟學(xué)與經(jīng)濟學(xué)、統(tǒng)計學(xué)、數(shù)理統(tǒng)計學(xué)學(xué)科間的關(guān)系。答：計量經(jīng)濟學(xué)是經(jīng)濟理論、統(tǒng)計學(xué)和數(shù)學(xué)的綜合。1分經(jīng)濟學(xué)著重經(jīng)濟現(xiàn)象的定性研究，計量經(jīng)濟學(xué)著重于定量方面的研究。1分統(tǒng)計學(xué)是關(guān)于如何收集、整理和分析數(shù)據(jù)的科學(xué)，而計量經(jīng)濟學(xué)則利用經(jīng)濟統(tǒng)計所提供的數(shù)據(jù)來估計經(jīng)濟變量之間的數(shù)量關(guān)系并加以驗證。1分數(shù)理統(tǒng)計學(xué)作為一門數(shù)學(xué)學(xué)科，可