計量經(jīng)濟學期末考試題庫完整版及答案

計 量 經(jīng) 濟 學 題 庫、單項選擇題（每小題1分）計量經(jīng)濟學是下列哪門學科的分支學科（C。B．1933年《計量經(jīng)濟學》會刊出版A．統(tǒng)計學 B．數(shù)學 C．經(jīng)濟學 D．數(shù)理統(tǒng)計2．計量經(jīng)濟學成為一門獨立學科的標志是（B。B．1933年《計量經(jīng)濟學》會刊出版A．1930年世界計量經(jīng)濟學會成立C．1969年諾貝爾經(jīng)濟學獎設立 D．1926年計量經(jīng)濟學（Economics）一詞構造出來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4．橫截面數(shù)據(jù)是指（A。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的數(shù)據(jù)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7．描述微觀主體經(jīng)濟活動中的變量關系的計量經(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．應用計經(jīng)濟模型經(jīng)濟計量模型的被解釋變量一定是（ C 。A．控制變量 B．政策變量 C．內(nèi)生變量 D．外生變9．下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是（ D 。1－200320個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值1－200320個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值某年某地區(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 。A．設定理論模型→收集樣本資料→估計模型參數(shù)→檢驗模型B．設定模型→估計參數(shù)→檢驗模型→用模型C．個體設計→總體估計→估計模型→應用模型D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．滯后量12（ B ）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 D．滯后量同一統(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．原始據(jù)計量經(jīng)濟模型的基本應用領域有（ A 。A．結構分析、經(jīng)濟預測、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)技術分析、 D．季度分析、年度分析、中長期分15．變量之間的關系可以分為兩大類，它們是（ A 。A．函數(shù)關系與相關關系 B．線性相關關系和非線性相關關系C．正相關關系和負相關關系 D．簡單相關關系和復雜相關關系16．相關關系是指（ D 。A．變量間的非獨立關系 B．變量間的因果關系C．變量間的函數(shù)關系 D．變量間不確定性的依存關系17．進行相關分析時的兩個變量（ 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18．表示x和y之間真實線性關系的是（ C 。A．X B．E(Y)

X

C．Y

Xut 0 1 t

t 0 1 t

t 0 1 t tD．Yt

X0 1 t參數(shù)的估計量具備有效性是指（ B 。A．varB．var為最小 C．D．)為最小對于Yi

Xe，以表示估計標準誤差，表示回歸值，則（ B 。0 1 i iA．時Y?0 B．時Y?0i i i iC．時Y?為最小 ．時Y?為最小i i i ii設樣本回歸模型為YX+e，則普通最小二乘法確定的的公式中，錯誤的是（ D 。iX-YA．i i

0 1 i i

B．

inXY-XYi i i i1 XX2i

1 nX2-X2?i i?? XY-nXY

nXY-XYC．＝i i

D．＝

i i i i1 X2-nX2i

1 2x對于YX+e，以表示估計標準誤差，r表示相關系數(shù)，則有（ D 。i 0 1 i i時，r=1 時，r=-1 時，r=0 時，r=1或r=-123．產(chǎn)量，臺）與單位產(chǎn)品成本Y，臺）之間的回歸方程為?3561.5X，這說明（ D 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元在總體回歸直線?）X

表示（ B 。0 1 1A．當X增加一個單位時，Y增加1CY增加一個單位時，X增加

個單位B．當X增加一個單位時，Y平均增加1D．當Y增加一個單位時，X平均增加

個單位個單位1 1對回歸模型Y＝

X

進行檢驗時，通常假定u

服從（ C 。i 0 1 i i iA．

2) B．t(n-2) C．N（0，2) D．t(n)i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 。AY?0 BY?0 CY?＝最小i i i i i iY?＝最小i i設Y表示實際觀測值，?表示OLS估計回歸值，則下列哪項成立（ D 。A．?Y B．?Y C．?＝Y ．?＝Y用OLS估計經(jīng)典線性模型Y＝

X

，則樣本回歸直線通過點 D 。i 0 1 i iA（，）

．（X，?）

C（X，?）

（X，Y）以Y?表示OLSOLS得到的樣本回歸直線???X滿足i 0 1 i（ A 。A．Y?0 B．Y0 C． （Y－?0i i i i i i．?0i i用一組有30個觀測值的樣本估計模型Y＝

X

，在0.05的顯著性水平下對

的顯著性作ti 0 1 i i 1檢驗，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t大于（ D 。1A．t (30) B．t (30) C．t (28)0.05 0.025 0.05D．t (28)0.025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系數(shù)（ B 。A．0.64 B．0.8 C．0.4 D．0.32相關系數(shù)r的取值范圍是（ D 。A．r≤-1 B．r≥1 C．0≤r≤1 33．判定系數(shù)R2的取值范圍是（ C 。A．R2≤-1 B．R2≥1 C．0≤R2≤1 34．某一特定的X水平上，總體Y分布的離散度越大，即σ2越大，則（ A 。A．預測區(qū)間越寬，精度越低 B．預測區(qū)間越寬，預測誤差越小C 預測區(qū)間越窄，精度越高 D．預測區(qū)間越窄，預測誤差越35．如果X和Y在統(tǒng)計上獨立，則相關系數(shù)等于（ C 。A1 B－1 C0 D36．根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關系可知，當R2＝1時，有（ D 。A．F＝1 B．F＝-1 C．F＝0 D．F＝∞37．在C—D生產(chǎn)函數(shù)YAK中（ A 。A.和是彈性 B.A和是彈性 C.A和是彈性 D.A是彈性回歸模型Yi

X0 1

uH：i 0 1

0

，下列說法正確的是)111服從

n

服從t（n

服從

n

服從t（n在二元線性回歸模型Yi

X0 1

X2

ui

表示（A 。1A．當X2不變時，X1每變動一個單位Y的平均變動。 B．當X1不變時，X2每變動一個單位Y平均變動。C．當X1和X2都保持不變時，Y的平均變動。 D．當X1和X2都變動一個單位時，Y的均變動。在雙對數(shù)模型lnYi

ln0

lnX1

ui

的含義是（ D。1A．Y關于X的增長量 B．Y關于X的增長速度 CY關于X的邊際傾向 D．Y關于X的彈性根據(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lnYi

2.000.75lnXi

，這表明人均收入每增加1％，人均消費支出將增加（ C 。42．按經(jīng)典假設，線性回歸模型中的解釋變量應是非隨機變量，且（ A 。A．與隨機誤差項不相關 B．與殘差項不相關 C．與被解釋變量不相關 D．與回歸值不相43．根據(jù)判定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關系可知，當R2=1時有（ C 。A.F=1 B.F=－1 C.F=∞ D.F=0下面說法正確的是（ 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.外生變量是非隨變量在具體的模型中，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D.前定變量回歸分析中定義的（ 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.解釋變量為隨機變量，被解釋變量為非隨機變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．外生變量在由n30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)為則調(diào)整后的多重決定系數(shù)為（ D）A.0.8603 B.0.8389 C.0.8655 D.0.8327下列樣本模型中，哪一個模型通常是無效的（ B）A.Ci

（消費）=500+0.8

（收入）

Qd（商品需求）=10+0.8I

（收入）+0.9P（價格）iiiC.Qs（商品供給）=20+0.75P（價格） D.Y（產(chǎn)出量）=0.65L0.6（勞動）K0.4（資本）iiii i i i i30

bbx

b

u0.05的顯著性水平上對

的顯著1t011t22tt1性作t1t011t22tt1

顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t大于等于（ C ）0.025A.t0.05(30) B.t0.025(28) C.t0.025(27) D.F0.025

(1,28)0模型lnytln0

blnx u b中，1 t t 1中，

的實際含義是（ B）A.x關于y的彈性 B.y關于x的彈性 C.x關于y的邊際傾向 D.y關于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１，則表明模型中存（ C）A.異方差性 B.序列相關 C.多重共線性 D.高擬合優(yōu)度ybbxt 0 1

bx22t

......bx u 中，檢驗H :b0(i0,1,2,...k)時，所用的統(tǒng)計量k kt t 0 t服從( C )A.t(n-k+1) B.t(n-k-2) C.t(n-k-1) D.t(n-k+2)調(diào)整的判定系數(shù) 與多重判定系數(shù) 之間有如下關系( D )A.R2

n1 n1R2 B.R21 R2nk1 nk1n1 n1C.R21 (1R2) D.R21 (1R2)nk1 nk1關于經(jīng)濟計量模型進行預測出現(xiàn)誤差的原因，正確的說法是（ 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不對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))（ C）An≥k+1 Bn<k+1 Cn≥30或n≥3（k+1） D57.下列說法中正確的是（ D）ARBR

很高，我們可以認為此模型的質(zhì)量較好較低，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，我們不應該隨便剔除該解釋變量58.半對數(shù)模型Y01lnX中，參數(shù)1的含義是（ C 。A．X的絕對量變化，引起Y的絕對量變化 B．Y關于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關于X的彈59.半對數(shù)模型lnY01X中，參數(shù)1的含義是（ A 。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 B.Y關于X的彈性C.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 D.Y關于X的邊際變化0 1 60.雙對數(shù)模型lnY lnX中，參數(shù) 的含義是（ D 0 1 A.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 B.Y關于X的邊際變化C.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 D.Y關于X的彈61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗（ A ）A.異方差性 B.自相關性 C.隨機解釋變量 D.多重共線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 C.工具變量法 D.加權最小二乘63.White檢驗方法主要用于檢驗（ A ）A.異方差性 B.自相關性 C.隨機解釋變量 D.多重共線64.Glejser檢驗方法主要用于檢驗（ A ）A.異方差性 B.自相關性 C.隨機解釋變量 D.多重共線65.下列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.當存在異方差現(xiàn)象時，估計模型參數(shù)的適當方法是（ A ）A.加權最小二乘法 B.工具變量法 C.廣義差分法 D.使用非樣本先信息加權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數(shù)，從而提高估計精度即（ B）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e x e 如果戈里瑟檢驗表明普通最小二乘估計結果的殘差 i與 i有顯著的形式 i v

vi的相關關系（ i滿足線性模型的全部經(jīng)典假設，則用加權最小二乘法估計模型參數(shù)時，權數(shù)應為（ C ）1 1 1ixi

x2i

xiix xii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.序列相關問題 C.多重共線性問題 D.設定誤問題設回歸模型為yi

bxi

ui，其中Var(ui

)2xi

，則b的最有效估計量為（ C ）? xy

nxyxybx2

y

1 ynA. B.

x2(

x)2

C. x D. n x如果模型y=b+bx+u存在序列相關，則（ D 。t 0 1t tA.cov(x,u)=0 B.cov(u,u)=0(t≠s) C.cov(x,u)≠0 D.cov(u,u)t t t s≠0(t≠s)

t t t sDW檢驗的零假設是ρ為隨機誤差項的一階相關系數(shù)（ B 。A．DW＝0 B．ρ＝0 C．DW＝1 D．ρ＝173．下列哪個序列相關可用DW檢驗（v為具有零均值，常數(shù)方差且不存在序列相關的隨機變量t（ A 。A．u＝ρu+v

B．u＝ρu

+ρ2u

+…+v

C．u＝ρv

D．u＝ρv+ρ2vt t－1 t+…

t t－1

t－2 t t t

t t t-174．DW的取值范圍是（ D 。A．-1≤DW≤0 B．-1≤DW≤1 C．-2≤DW≤2 75．當DW＝4時，說明（ D 。A．不存在序列相關 B．不能判斷是否存在一階自相C．存在完全的正的一階自相關 D．存在完全的負的一階自相關76．根據(jù)20個觀測值估計的結果，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，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 B．存在正的一階自相關 C．存在負的一階自 D．無法確77．當模型存在序列相關現(xiàn)象時，適宜的參數(shù)估計方法是（ C 。A．加權最小二乘法 B．間接最小二乘法 C．廣義差分法 D．工具變量78．對于原模型yt=b0+b1xt+ut，廣義差分模型是指（ D 。tf(x)tf(x)t

=b 1f(x)tf(x)t

b x utf(x)ttf(x)ttf(x)ty=bt 1

xut tyt

=b+b0

xut tyt

y

=b

(1-)+b(x1 t

x

t-1

)(ut

)t-179．采用一階差分模型一階線性自相關問題適用于下列哪種情況（ B 。A．ρ≈0 B．ρ≈1 C．-1＜ρ＜0 D．0＜ρ＜180．定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型S=b+bP+u描述的（其中SP為價格t 0 1t t t t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（ B 。A．異方差問題 B．序列相關問題 C．多重共線性問題 D．隨機解釋變量問題根據(jù)一個n=30的樣本估計yt則認為原模型（ D 。

??x+e后計算得DW＝1.45%dl=1.35,du=1.49,0 1 t tA．存在正的一階自相關 B．存在負的一階自相關 C．不存在一階自相關 D．無法判斷是否在一階自相關。于模型yx+e，以ρ表示e與

之間的線性相關關系（t=1,2,…T）,則下列明顯錯誤的t是（ B

1 t t

t t-1＝1，DW＝0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)84．當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)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（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的變量，會導致參數(shù)的OLS估計量方差（ A 。A．增大 B．減小 C．有偏 D．非有效對于模型y=b+bx+bx +u，與r=0相比

＝0.5時，估計量的方差將是原來的（ B 。t 0 11t 22t t 12 12A．1倍 B．1.33倍 C．1.8倍 D．2倍如果方差膨脹因子VIF＝10，則什么問題是嚴重的（ C 。A．異方差問題 B．序列相關問題 C．多重共線性問題 D．解釋變量與隨機項的相性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( C )。A異方差 B序列相關 C多重共線性 D高擬合優(yōu)度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，下列判斷不正確的是（ D 。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．可以計算模型擬合程度設某地區(qū)消費函數(shù)yi

c cx0 1

xi若將年齡構成分為小孩、青年人、成年人和老年人4個層次。假設邊際消費傾向不變，則考慮上述構因素的影響時，該消費函數(shù)引入虛擬變量的個數(shù)為（ C ）個 B.2個 C.3個 D.4個當質(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yx，其中Xi為隨機變量，Xi與Ui相關則的普通最小二乘估計量i i i( D D)A.無偏且一致 B.無偏但不一致 C.有偏但一致 D.有偏且不一致假定正確回歸模型為yi

x11i

x2

，若遺漏了解釋變量X2，且X1、X2線性相關則 的i 1普通最小二乘法估計量( D )A.無偏且一致 B.無偏但不一致 C.有偏但一致 D.有偏且不一97．模型中引入一個無關的解釋變量( C )A.對模型參數(shù)估計量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響 B.導致普通最小二乘估計量有偏C.導致普通最小二乘估計量精度下降 D.導致普通最小二乘估計量有偏，同時精度下降設消費函數(shù)yaaDt 0 1

xut

D，如果統(tǒng)計檢驗表明a0西部

0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.相互交叉的 D.相互重疊的虛擬變量( 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( 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( B )。A.m B.m-1 C.m-2 D.m+1yt

bbx0 1

u，其中Y是商品的需求量，X是商品的價格，為了考慮全年t12個月份季節(jié)變動的影響，假設模型中引入了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 C．不完全的多重共線性 D．完全的多重共線性yt

bbx0 1

u，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t動模型，則會產(chǎn)生（ C 。A.序列的完全相關 B.序列不完全相關 C.完全多重共線性 D.不完全多重線性設消費函數(shù)為yi

Dbxo 1 0

bDx1

ui

1城鎮(zhèn)家庭D0

，當統(tǒng)計檢驗表明下11列哪項成立時，表示城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費行為（ A 。11A.

o b1，11，

o B.

o b，1，

o C.

o b，1，

o D.

o b o，1，1設無限分布滯后模型為Y1t

=+ X0 t

+X1

t-1

+2

+

+U，且該模型滿足Koyck變換的假定，t則長期影響系數(shù)為（ C 。0

0

D．不確定0 1 10對于分布滯后模型，時間序列資料的序列相關問題，就轉(zhuǎn)化為（ B 。異方差問題 B．多重共線性問題 C．多余解釋變量 D．隨機解釋變量在分布滯后模型Yt

X0 t

1

t

2

t2

u中，短期影響乘數(shù)為（ D 。t1A．11

1

C． 0 D．1 0對于自適應預期模型，估計模型參數(shù)應采用( 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109．koyck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．有偏且不一110．下列屬于有限分布滯后模型的是（ D 。A．YXt 0

Y1t1

Y u2t2 t

B．YXt 0

Y1t1

Y 2t2

Y uktk tC．Yt

X0 t

1

t

2

ut2 t

D．Yt

X0 t

1

t

2

t2

k

utk t消費函數(shù)模型C4000.5I0.3I ，其中I為收入，則當期收入t t tt2響是：I增加一單位，C 增加（ C 。t t2

對未來消費C 的影t t2A．0.5個單位 B．0.3個單位 C．0.1個單位 D．0.9個單位下面哪一個不是幾何分布滯后模型（ D 。A．koyck變換模型 B．自適應預期模型 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（ D 。A．異方差問題 B．序列相關問題 C．多重共性問題 D．參數(shù)過多難估計問題分布滯后模型Yt

X0 t

1

t

2

t

3

t

u中，為了使模型的自由度達到30，必須擁t有多少年的觀測資料（ D 。A．32 B．33 C．34 D．38如果聯(lián)立方程中某個結構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．下面關于簡化式模型的概念，不正確的是（ 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C．簡化式參數(shù)是結構式參數(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：( B )。A．間接最小二乘法和系統(tǒng)估計法 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在結構式模型中，其解釋變量( C )。都是前定變量 都是內(nèi)生變量 可以內(nèi)生變量也可以是前定變量 是外生變量如果某個結構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．加權最小二乘120．當模型中第i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．結構式模型中的每一個方程都稱為結構式方程，在結構方程中，解釋變量可以是前定變量，也以是( 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CCaaYut01t1tIbbYbYutYCIG0 1t2t12tttttA．Y B．Y C．I D．Gt t–1 t tCaaYu在完備的結構式模型Itb0 1t u 中，隨機方程是指（ D 。 bYbYt 0 1t 2t2tYCIGt t t tA．方程1 B．方程2 C．方程3 D．方程1和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．技術方程 C．制度方程 D．恒等125．結構式方程中的系數(shù)稱為（ C 。A．短期影響乘數(shù) B．長期影響乘數(shù) C．結構式參數(shù) D．簡化式參126．簡化式參數(shù)反映對應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基本假定的條件下，間接最小二乘估計量具備（ D 。A．精確性 B．無偏性 C．真實性 D．一致二、多項選擇題（每小題2分）1．計量經(jīng)濟學是以下哪些學科相結合的綜合性學科（ ADE 。A．統(tǒng)計學 B．數(shù)理經(jīng)濟學 C．經(jīng)濟統(tǒng)計學 D．數(shù)E．經(jīng)濟學從內(nèi)容角度看，計量經(jīng)濟學可分為（ AC 。理論計量經(jīng)濟學 狹義計量經(jīng)濟學 應用計量經(jīng)濟學廣義計量經(jīng)濟學 融計量經(jīng)濟學從學科角度看，計量經(jīng)濟學可分為（ BD 。理論計量經(jīng)濟學 狹義計量經(jīng)濟學 應用計量經(jīng)濟學廣義計量經(jīng)濟學 融計量經(jīng)濟學從變量的因果關系看，經(jīng)濟變量可分為（ AB 。解釋變量 B．被解釋變量 C．內(nèi)生變量D．外生變量 E．控制量從變量的性質(zhì)看，經(jīng)濟變量可分為（ CD 。解釋變量 B．被解釋變量 C．內(nèi)生變量D．外生變量 E．控制量使用時序數(shù)據(jù)進行經(jīng)濟計量分析時，要求指標統(tǒng)計的（ ABCDE 。對象及范圍可比 B．時間可比 C．口徑可比D．計算方法可比 E．內(nèi)容可7．一個計量經(jīng)濟模型由以下哪些部分構成（ ABCD 。A．變量 B．參數(shù) C．隨機誤差項D．方程式 E．虛擬量與其他經(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)驗性 C．隨機性D．動態(tài)性 E．靈活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．滯后量計量經(jīng)濟模型的應用在于（ ABCD 。A．結構分析 B．經(jīng)濟預測 C．政策評價D．檢驗和發(fā)展經(jīng)濟理論 E．設定檢驗模型下列哪些變量屬于前定變量( CD )。A．內(nèi)生變量 B．隨機變量 C．滯后變量D．外生變量 E．工具量經(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)驗估計的參數(shù) E．運用統(tǒng)計方法估計到的參數(shù)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．外生量對于經(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15．指出下列哪些現(xiàn)象是相關關系（ 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量 D．小麥高產(chǎn)與施肥量E．學習成績總分與各門課程分一元線性回歸模型Y＝

X

的經(jīng)典假設包括（ ABCDE 。i 0 1 i iE(ut

)0 B．var(ut

)2 C．cov(ut

,u)0 D．Cov(x,us t

)0 E．ut

~N(0,2)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 。通過樣本均值點（X，Y） B．?i iC．（Y－?0 ．?0 E．cov(X

)=0i i i i i i?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X為線性相關關系，則下列些是正確的（ AC 。E（Y）＝

X

B．Xi 0 1 i i 0 1 iC．??Xe ．???Xe E．E(Y??Xi 0 1 i i i 0 1 i i i 0 1 i?表示OLS，u表示隨機誤差項。如果Y與X為線性相關關系，則下列哪些是正確的（ BE 。

X

X＋ui 0 1 i i 0 1 i iC．??Xu ．???Xu E．???Xi 0 1 i i i 0 1 i i i 0 1 i回歸分析中估計回歸參數(shù)的方法主要有（ CDE 。A．相關系數(shù)法 B．方差分析法 C．最小二乘估計法 D．極大似然法 E．矩估計法用OLS法估計模型Y＝

X

的參數(shù)，要使參數(shù)估計量為最佳線性無偏估計量，則要求（ ABCDE 。

i 0 1 i iAE(u)=0 B．Var(u)=2 C．Cov(u,u)=0 Du服從正態(tài)分布i i i j iE．X為非隨機變量，與隨機誤差項u不相關。i假設線性回歸模型滿足全部基本假設，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(X,Y) B．Yi

C．(Y)20 D．i i i

e0iE．Cov(Xi

,e)0i由回歸直線???X估計出來的?值（ ADE。i 0 1 i iA．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E．與實際值Y的離差之和等于零反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標有（ ACE 。A．相關系數(shù) B．回歸系數(shù) C．樣本決定系數(shù) D．回歸方程的標準差 E．剩余變差（或殘差平方和）對于樣本回歸直線???X，回歸變差可以表示為（ ABCDE 。i 0 1 iA．Y2（Y?2 B．?2XX2i i i i 1 i iC．R2Y2

．?2

E．

XY）i i i i 1 i i i i對于樣本回歸直線???X，?為估計標準差，下列決定系數(shù)的算式中，正確的有i 0 1 i（ ABCDE 。?2

（Y－?2A． i i B．1－ i iY2 （Y－2i i i i?2（X－X2 i i

?（XY）1 i i i i

E．1－

n-2)（Y－2i i

（Y－2i i

Y2i i下列相關系數(shù)的算式中，正確的有（ ABCDE 。

XY）i i i i niiiiii（X－X2 （Y－Y2i i i icov(X,Y)

（X－Y－Y）i ii i（X－X2 （Y－Y2i i i i

D．X YXY-nXY判定系數(shù)R2可表示為（ BCE 。A．R2=RSS

B．R2=ESS

2=1-RSS

D．R2=1-ESS

E．R2

ESSTSS TSS TSS TSS ESS+RSS線性回歸模型的變通最小二乘估計的殘差e滿足（ ACDE 。iA．e0 B．e0 C． e?0 ．eX0 ．cov(X,e)=0i i i i i i i i i調(diào)整后的判定系數(shù)R2的正確表達式有（ BCD 。（Y－2/(n-1) Y?2/(n-k-1)iiA．1- ? B．1－i iii（Y－2/(n-k)

Y2/(n-1)i iC． (n-1)

i ik(1-R2)

(n-k)1(1-R2) D．R2 E．1(1+R2)(n-k-1)

n-k-1

(n-1)對總體線性回歸模型進行顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為（ BC 。A．ESS/(n-k) B．ESS/(k-1) C． R2/(k-1) D．(1-R2)/(n-k) E． R2/(n-k)RSS/(k-1) RSS/(n-k) (1-R2)/(n-k) R2/(k-1) (1-R2)/(k-1)將非線性回歸模型轉(zhuǎn)換為線性回歸模型，常用的數(shù)學處理方法有（ AB ）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.加權最小二乘法在模型ln

lni0i

lnX1

中（ ABCD ）1 iA.Y與X是非線性的 B.Y與 是非線性的 C.lnY與 1 iD.lnY與lnX是線性的 E.Y與lnX是線性的

bbx

b

u進行總體顯著性檢驗，如果檢驗結果總體線性關系顯著，則有t011t22tt（ BCD t011t22tt

b 0 B.

0,b2

0 C.

0,b2

0 D.

0,b2

0 E.11112bb 0111121 2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部分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回歸變差（或回歸平方和）是指（ BCD 。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設k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行顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)量可表示為（ BC 。Y)Y)2 (nk)ie2 (kY)2 (kie2 (nk)R2(nk)R2)(kRk).R2(k1)R2(k(1R2)(nk)在多元線性回歸分析中，修正的可決系數(shù)R2與可決系數(shù)R2之間（ AD 。R2<R2

R2≥R2

R2只能大于零 D.R2可能為負值下列計量經(jīng)濟分析中那些很可能存在異方差問題（ ABCDE ）A.用橫截面數(shù)據(jù)建立家庭消費支出對家庭收入水平的回歸模型B.的回歸模型C.以凱恩斯的有效需求理論為基礎構造宏觀計量經(jīng)濟模型 D.以國民經(jīng)濟核算帳戶為基礎構造宏觀量經(jīng)濟模型E.以30年的時序數(shù)據(jù)建立某種商品的市場供需模型在異方差條件下普通最小二乘法具有如下性質(zhì)（AB ）A.線性 B.無偏性 C.最小方差性 D.精確性 E.有效42.異方差性將導致（ BCDE。A.普通最小二乘法估計量有偏和非一致 B.普通最小二乘法估計量非有效C.普通最小二乘法估計量的方差的估計量有偏 D.建立在普通最小二乘法估計基礎上的假設檢驗失E.建立在普通最小二乘法估計基礎上的預測區(qū)間變寬下列哪些方法可用于異方差性的檢驗（ DE 。A.DW檢驗 B.方差膨脹因子檢驗法 C.判定系數(shù)增量貢獻法 D.樣本分段比較法 E.殘差歸檢驗法當模型存在異方差現(xiàn)象進，加權最小二乘估計量具備（ ABCDE 。A.線性 B.無偏性 C.有效性 D.一致性 E.精確45.下列說法正確的有（ BE。A.當異方差出現(xiàn)時，最小二乘估計是有偏的和不具有最小方差特性B.當異方差出現(xiàn)時，常用的t和F檢驗失效異方差情況下，通常的OLS估計一定高估了估計量的標準差如果OLS回歸的殘差表現(xiàn)出系統(tǒng)性，則說明數(shù)據(jù)中不存在異方差性如果回歸模型中遺漏一個重要變量，則OLS殘差必定表現(xiàn)出明顯的趨46．DW檢驗不適用一下列情況的序列相關檢驗（ ABC 。A．高階線性自回歸形式的序列相關B．一階非線性自回歸的序列相關C．移動平均形式的序列相關D．正的一階線性自回歸形式的序列相關E．負的一階線性自回歸形式的序列相關以dlDW的下限分布，du表示統(tǒng)計量DW的上限分布，則DW檢驗的不確定區(qū)域是（ BC 。A．du≤DW≤4-du B．4-du≤DW≤4-dl C．dl≤DW≤du E．0≤DW≤dlDW檢驗不適用于下列情況下的一階線性自相關檢驗（ BCD 。A．模型包含有隨機解釋變量 B．樣本容量太小 C．非一階自回歸模型D．含有滯后的被解釋變量 E．包含有虛擬變量的模型49．針對存在序列相關現(xiàn)象的模型估計，下述哪些方法可能是適用的（ BDE A．加權最小二乘法 B．一階差分法 C．殘差回歸法 D．廣義差分法 E．Durbin兩步法50．如果模型y=b+bx+u存在一階自相關，普通最小二乘估計仍具備（ AB 。t 0 1t tA．線性 B．無偏性 C．有效性 D．真實性 E．精確51．DW檢驗不能用于下列哪些現(xiàn)象的檢驗（ ABCDE 。－ A．遞增型異方差的檢驗 B．u＝ρu+ρ2u+v－ t t1 t2 tC．x=b+bx

形式的多重共線性檢驗 D．

xy +e的一階線性自相關檢驗i 0 1j t

t 0 1 t 2 t-1 tE．遺漏重要解釋變量導致的設定誤差檢驗52．下列哪些回歸分析中很可能出現(xiàn)多重共線性問題（ AC 。A．資本投入與勞動投入兩個變量同時作為生產(chǎn)函數(shù)的解釋變量B．消費作被解釋變量，收入作解釋變的消費函數(shù)C．本期收入和前期收入同時作為消費的解釋變量的消費函數(shù)D．商品價格．地區(qū)．消費風俗同時作為解釋變量的需求函數(shù)E．每畝施肥量．每畝施肥量的平方同時作為小麥畝產(chǎn)的解釋變量的模型53．當模型中解釋變量間存在高度的多重共線性時（ ACD 。A．各個解釋變量對被解釋變量的影響將難以精確鑒別B．部分解釋變量與隨機誤差項之間將高度相C．估計量的精度將大幅度下降D．估計對于樣本容量的變動將十分敏感E．模型的隨機誤差項也將序列相關54．下述統(tǒng)計量可以用來檢驗多重共線性的嚴重性（ ACD 。A．相關系數(shù) B．DW值 C．方差膨脹因子 D．特征值 E．自相關系55．多重共線性產(chǎn)生的原因主要有（ ABCD 。A．經(jīng)濟變量之間往往存在同方向的變化趨勢 B．經(jīng)濟變量之間往往存在著密切的關聯(lián)C．在模型中采用滯后變量也容易產(chǎn)生多重共線性D．在建模過程中由于解釋變量選擇不當，引起了變量之間的多重共線性 E．以上都正56．多重共線性的解決方法主要有（ ABCDE 。A．保留重要的解釋變量，去掉次要的或替代的解釋變量B．利用先驗信息改變參數(shù)的約束形式C．變換模型的形式 D．綜合使用時序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)57．關于多重共線性，判斷錯誤的有（ ABC 。E．逐步回歸法以及增加樣本容量解釋變量兩兩不相關，則不存在多重共線性所有的t檢驗都不顯著，則說明模型總體是不顯著的C．有多重共線性的計量經(jīng)濟模型沒有應用的意義D．存在嚴重的多重共線性的模型不能用于結構分析58．模型存在完全多重共線性時，下列判斷正確的是（AB。A．參數(shù)無法估計 B．只能估計參數(shù)的線性組合C．模型的判定系數(shù)為0 D．模型的判定系數(shù)為59．下列判斷正確的有（ ABC 。A．在嚴重多重共線性下，OLS估計量仍是最佳線性無偏估計量。B．多重共線性問題的實質(zhì)是樣本現(xiàn)象，因此可以通過增加樣本信息得到改善。C．雖然多重共線性下，很難精確區(qū)分各個解釋變量的單獨影響，但可據(jù)此模型進行預測。D60．在包含有隨機解釋變量的回歸模型中，可用作隨機解釋變量的工具變量必須具備的條件有，此工變量( AE )。A.與該解釋變量高度相關C.與隨機誤差項高度相關關B.與其它解釋變量高度相關D.與該解釋變量不相關E.與隨機誤差項不相61．關于虛擬變量，下列表述正確的有（ABCD ）A．是質(zhì)的因素的數(shù)量化B．取值為l和0C．代表質(zhì)的因素D．在有些情況下可代表數(shù)量因素E．代表數(shù)量因素62．虛擬變量的取值為0和1，分別代表某種屬性的存在與否，其中（ BC ）A．0表示存在某種屬性 B．0表示不存在某種屬性 C．1表示存在某種屬性D．1表示不存在某種屬性 E．0和1代表的內(nèi)容可以隨意設定63．在截距變動模型yi01Dxii中，模型系數(shù)（ ACA．0是基礎類型截距項 B．1是基礎類型截距項C．0稱為公共截距系數(shù) D．1稱為公共截距系數(shù) E．10為差別截距系數(shù)虛擬變量的特殊應用有（ ACB ）A．調(diào)整季節(jié)波動 B．檢驗模型結構的穩(wěn)定性 C．分段回D．修正模型的設定誤差 E．工具變量法對于分段線性回歸模型y x(xx*)D，其中（ BE ）t 0 1t 2 t tA．虛擬變量D代表品質(zhì)因素 B．虛擬變量D代表數(shù)量因素 C．以xx*為界，前后兩段回歸直t線的斜率不同D．以xx*為界，前后兩段回歸直線的截距不同 E．該模型是系統(tǒng)變參數(shù)模型的一種特殊t形式下列模型中屬于幾何分布滯后模型的有( ABC )變換模型 自適應預期模型 部分調(diào)整模型 有限多項式滯后模型 義差分模型對于有限分布滯后模型，將參數(shù)表示為關于滯后i的多項式并代入模型，作這種變換可以i（ CD 。A．使估計量從非一致變?yōu)橐恢?B．使估計量從有偏變?yōu)闊o偏 C．減弱多重共線D．避免因參數(shù)過多而自由度不足 E．減輕異方差問題在模型Yt

X0 t

1

t

2

t

3

t

u中，延期過渡性乘數(shù)是指（ BCD ）t0

1

2

3

E．1 2 3對幾何分布滯后模型的三種變換模型，即koyck變換模型．自適應預期模型．局部調(diào)整模型，其同特點是（ ABCD ）A．具有相同的解釋變量 B．僅有三個參數(shù)需要估計 C．用Y 代替了原模型中解釋變量的所有滯后t1變量D．避免了原模型中的多重共線性問題 E．都以一定經(jīng)濟理論為基礎70．當結構方程為恰好識別時，可選擇的估計方法是（ CD ）A．最小二乘法 B．廣義差分法 C．間接最小二乘D．二階段最小二乘法 E．有限信息極大似然估計法71．對聯(lián)立方程模型參數(shù)的單方程估計法包括( ABD )A．工具變量法 B．間接最小二乘法 C．完全信息極大似然估計D．二階段最小二乘法 E．三階段最小二乘法C a at 0 1t

u1t72．小型宏觀計量經(jīng)濟模型 I

b b

b ，第1個方程是（ ABCD ）t 0 1t

2t 1 t2Y Ct t

I Gt tA．結構式方程 B．隨機方程 C．行為方程D．線性方程 E．定義方73．結構式模型中的解釋變量可以是（ ABCDE ）A．外生變量 B．滯后內(nèi)生變量 C．虛擬變D．滯后外生變量 E．模型中其他結構方程的被解釋變量74.與單方程計量經(jīng)濟模型相比，聯(lián)立方程計量經(jīng)濟模型的特點是（ ADF 。A.適用于某一經(jīng)濟系統(tǒng)的研究 B.適用于單一經(jīng)濟現(xiàn)象的研究 C.揭示經(jīng)濟變量之間的單項因關系D.揭示經(jīng)濟變量之間相互依存、相互因果的關系 E.用單一方程來描述被解釋變量和解釋變量的數(shù)關系F.用一組方程來描述經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)內(nèi)生變量和外生變量（先決變量）之間的數(shù)量關75.隨機方程包含哪四種方程（ ABD 。A.行為方程 B.技術方程 C.經(jīng)驗方程 D.制度方程 E.計方程下列關于聯(lián)立方程模型的識別條件，表述正確的有（ BD 。A.方程只要符合階條件，就一定符合秩條件 B.方程只要符合秩條件，就一定可以識別C.方程識別的階條件和秩條件相互獨立 D.秩條件成立時，根據(jù)階條件判斷方程是恰好識別還過度識別對于C-D生產(chǎn)函數(shù)模型YKe，下列說法中正確的有（ ABC ）A．參數(shù)A反映廣義的技術進步水平 B．資本要素的產(chǎn)出彈性EKC．勞動要素的產(chǎn)出彈性EL D．必定等于1對于線性生產(chǎn)函數(shù)模型Y01K2L，下列說法中正確的有（ ABCD ）。K1A．假設資本K與勞動L之間是完全可替代的B．資本要素的邊際產(chǎn)量MP K1L2C．勞動要素的邊際產(chǎn)量MPL2

D．勞動和資本要素的替代彈性t 0t 1關于絕對收入假設消費函數(shù)模型C Yt 0t 1

（t2, ,T，下列說法正確的有t（ ABCD 。tA．參數(shù)表示自發(fā)性消費 B．參數(shù)C．參表示邊際消費傾向 D．參0 1＜0建立生產(chǎn)函數(shù)模型時，樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題包括（ BCDE 。A.線性 B.完整性 C.準確性 D.可比性 E.一致五、計算與分析題（每小題10分）下表為日本的匯率與汽車出口數(shù)量數(shù)據(jù)，年度1986198719881989199019911992199319941995X16814512813814513512711110294Y661631610588583575567502446379X:年均匯率（日元/美元） Y:汽車出口數(shù)量（萬輛問題（1）畫出X與Y關系的散點圖。（2計算X與YX129.3554.2（X－X4432.1（Y－Y68113.6，X－XY－Y＝16195.4（3）采用直線回歸方程擬和出的模型為Y81.723.65Xt值1.2427 7.2797 F=52.99700600Y 500400300

80 100

140 160 180r XY

X(XX)2(YY)(XX)2(YY)2

16195.4

4432.14432.168113.6截距項81.72表示當美元兌日元的匯率為0時日本的汽車出口量，這個數(shù)據(jù)沒有實際意義2分）斜率項3.65示汽車出口量與美元兌換日元的匯率正相關，當美元兌換日元的匯率每上升1元，會引起日本汽車出口量上升3.65萬（3）解釋參數(shù)的經(jīng)濟意義。已知一模型的最小二乘的回歸結果如下：?=101.4-4.78Xi i

標準差 （45.2）（1.53） n=30 R2=0.31其中，Y：政府債券價格（百美元，X：利率（。（1）（2）為什么左邊是?而不是Y；i i（3）在此模型中是否漏了誤差項u（4）該模型參數(shù)的經(jīng)濟意義是什么ii i （1）系數(shù)的符號是正確的，政府債券的價格與利率是負相關關系，利率的上升會引起政府債券價格的下降（2i i （2）Yi

代表的是樣本值，而?代表的是給定Xi

的條件下Yi

E(Y/X。此模型是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得出的回歸結果，左邊應當是Y

的期望值，因此是?而不是

（3）i i i沒有遺漏，因為這是根據(jù)樣本做出的回歸結果，并不是理論模型（2分）截距項101.4表示在X取0時Y-4.78表明利率X引起政府債券價格Y478（3分）估計消費函數(shù)模型C=Y u 得i i ii ? =150.81Y t值 （13.1（18.7） n=19 Ri 其中，C：消費（元） Y：收入（元）已知t0.025(19)2.0930，t0.05(19)1.729，t0.025(17)2.1098，t0.05(17)1.7396。（1）t值檢驗參數(shù)的顯著性（α0.05（2）（3）擬合情況。0.025（）提出原假設H：0，H1：0。由于t統(tǒng)計量18.，臨界值t0.0250故拒絕原假設H0，即認為參數(shù)（3分）0

(17)2.1098，由于18.7>2.1098，由于t

0.810.0433（3）sb(?)

t 18.7回歸模型R2=0.81，表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81%，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）已知估計回歸模型得?=81.7230 3.6541Xi i求判定系數(shù)和相關系數(shù)。b2(XX)2

且（X－X＝4432.1（Y－Y68113.6，3.654124432.1R2

1Y)2

=0.8688（3分）68113.6R20.8688相關系數(shù)：r 0.9321（2R20.86887．n=30，Y對X的回歸直線。1

XYXYX2X2

146.512.611.30.757（2）164.212.62YX11.30.75712.61.762（2分）0 11.7620.757X（1）下表中的數(shù)據(jù)是從某個行業(yè)5個不同的工廠收集的，請回答以下問題：總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y 80X 12

44 51 70 614 6 11 8?=?+?Xi 0 1 i??的經(jīng)濟含義是什么？0 1）由于x

2700，

41，

306x2381，(x)21681y61.2x8.2，得t t t t t t

nxyt

xyt t

5270041

4.26（3分）1 n x2t

x)2t

53811681yx61.24.268.226.28（2分）0 1總成本函數(shù)為：?=26.28+4.26X（1分）i i（截距項?表示當產(chǎn)量X為0時工廠的平均總成本為26.2（2分）斜率項?表示產(chǎn)0 1量每增加1個單位，引起總成本平均增加4.26個單位。（2分）10戶家庭的收入（X，元）和消費（Y，百元）數(shù)據(jù)如下表：10戶家庭的收入（X）與消費（Y）的資料X20303340151326383543Y7981154810910若建立的消費Y對收入X的回歸直線的Eviews輸出結果如下：DependentVariable:YVariableCoefficientStd.ErrorX0.2022980.023273C2.1726640.720217R-squared0.904259S.D.dependent2.23358var2Adjusted0.892292F-statistic75.5589R-squared8Durbin-Watson2.077648Prob(F-statistic)0.00002stat4（1）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（t (10)2.2281，t (10)1.8125，t (8)2.3060，0.025 0.05 0.025t (8)1.8595）0.05（3在95

百元（Y的置信區(qū)間（x29.3(xx)2992.）（）回歸模型的R＝0.904，表明在消費Y的總變差中，由回歸直線解釋的部分占到9性及解釋能力較好。（2）對于斜率項，t

0.20231

8.6824>t

(8)1.85950，家庭收入對消費有顯著) 0.02331

0.05影響。對于截距項，t

2.17270

3.0167>t

(8)1.8595) 0.72020（3）Y=2.17+0.2023×45＝11.2735（2分）1 1 n1(x x)2f(x)x21+1(4529.3)210992.1

0.05t0.025

(8)?

1.85952.2336

4.823（2分）9511.2735-4.82，11.2735+4.82，即6.450，16.096（2分）已知相關系數(shù)r＝0.6，估計標準誤差，樣本容量n=62。（1）2）（3）總變差。（）由于?

e tn

，RSS

e2t

(n2?2(622)8480（4分）R2

r

0.36（2分）TSSRSS 1R2

48010.36

750（411．在相關和回歸分析中，已知下列資料：11n=2r=0.(Y-Y2=2000。X Y i（1）計算Y對X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。（）cov(x,y)

1 22x y1610

(xx)(yy)rt t

＝0.9

＝11.38(xxyy(201)11.38216.30（2分）t t(xx)2ttrt(y(xx)2ttrt(yy)2t0.9 2000 5.370.9 20001

(xx)(yy)t t(xx)2t

216.305.372

7.50（1分）（2）R2=r2=0.92=0.81，剩余變差：RSSe2(yy)22000（1分）t i總變差：TSS＝RSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32（2分）

e tn

200020

111.11（2分）根據(jù)對某企業(yè)銷售額Y以及相應價格X11組觀測資料計算：X11784，X51，Y21X28495Y＝49046估計銷售額對價格的回歸直線；當價格為X＝10時，求相應的銷售額的平均水平，并求此時銷售額的價格彈性。1（）?1

XYXYX2X2

1178495192170.335（3）28495851920 YX2170.33551943.135（2分）故回歸直線為43.1350.335X，0 （2）43.1350.335X1

43.1350.3351046.485（2分）銷售額的價格彈性＝YX0.335 10 ＝0.072（3分X Y 46.485假設某國的貨幣供給量Y與國民收入X某國的貨幣供給量X與國民收入Y的歷史數(shù)據(jù)年份XY年份XY年份XY19852.05.019893.37.219934.89.719862.55.519904.07.719945.010.019873.2619914.28.419955.211.219883.6719924.6919965.812.4根據(jù)以上數(shù)據(jù)估計貨幣供給量Y對國民收入X的回歸方程，利用Eivews軟件輸出結果為：DependentVariable:YVariableCoefficieStd.Errorntt-StatisticProb.X1.9680850.13525214.551270.0000C0.3531910.5629090.6274400.5444R-squared0.954902Meandependent8.25833var3Adjusted0.950392S.D.dependent2.29285R-squaredvar8S.E.ofregression0.510684F-statistic211.7394Sumsquared2.607979Prob(F-statistic)0.00000resid 0（1）寫出回歸模型的方程形式，并說明回歸系數(shù)的顯著性（0.05。（2）解釋回歸系數(shù)的含義。如果希望1997年國民收入達到15，那么應該把貨幣供給量定在什么水平？（）回歸方程為：?0.3531.968X，由于斜率項p值＝0.0000<0.05，表明斜率項顯著不為，即國民收入對貨幣供給量有顯著影響（2分）截距項p值＝0.5444>0.05，表明截距項與0值沒有顯著差異，即截距項沒有（2）（2）截距項0.353表示當國民收入為0時的貨幣供應量水平，此處沒有實際意義。斜率項1.968表明國民收入每增加1.968（3分）（3）當X＝150.3531.9681529.87329.873（3）下面數(shù)據(jù)是依據(jù)10組X和Y的觀察值得到的：Y1110，X 1680，XY204200，X2315400，Y2133300i i i i i i假定滿足所有經(jīng)典線性回歸模型的假設，求 ，的估計值；0 1答：由已知條件可知，X(XXY)

Xni

168010

168，Y

Yni

111010

111i i (XYYXYXXY)ii i i

（3分）204200168011116811101016811117720(XX)2i (X22XXX2) i i X2210X210X2（3）i3154001016816833160

(Xi

Xi

Y

17720

0.5344（2分）(XXi

33160YX1110.534416821.22（2）0 11961—1999年共39年的總產(chǎn)出YL和資本投入K乘法估計得出了下列回歸方程：(0.237) (0.083) (0.048)，DW=0.858式下括號中的數(shù)字為相應估計量的標準誤。解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟含義； (2)系數(shù)的符號符合你的預期嗎？為什么？lnL的系數(shù)為1.451意味著資本投入K性為1.4513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0.38（2分.（2）系數(shù)符號符合預期，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算出來。17.某計量經(jīng)濟學家曾用1921~1941年與1945~1950（1942~1944年戰(zhàn)爭期間略去美國國內(nèi)消費Ｃ和下回歸方程：Y8.1330.452P0.121A(8.92) (0.17) (0.66) (1.09)R20.95 F107.37式下括號中的數(shù)字為相應參數(shù)估計量的標準誤。試對該模型進行評析，指出其中存在的問題。答：該消費模型的判定系數(shù)R2

0.95，Ｆ統(tǒng)計量的值F107.37，均很高，表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：t 8.1338.920.91 t 1.0590.176.10，0 1t 0.4520.660.69t 0.1211.090.11。除t外，其余T值均很小。工資收入Ｗ的系數(shù)t檢驗值雖然顯2 3 1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，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）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與0無明顯差異。這些跡象均表明模型中存在嚴重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關系掩蓋了各個部分對解釋消費行為的單獨影響（3分）R2nk為解釋變量個數(shù)。（1）R20.75 n k2（2）R20.35 n k3（3）R20.95 n k5n1 81答(1)R2

1

(1R2)1 (10.75)0.65（3分）nk1 821R2R2

11

91931311

(10.35)0.04；負值也是有可能的（4分）(10.95)0.94t0122tt315t0122tt

bbx

b

u，試在下列條件下:①bb1

1 ②b1

b。分別求出bb2 1

的最小二乘估計量。答：當b

1時，模型變?yōu)閥x

bb(x

x )

，可作為一元回歸模型來對待1 2 t 2t 0 1 2t