(完整版)浙江工業(yè)大學(xué).浙江財(cái)經(jīng)大學(xué).浙江工商大學(xué)(孫敬水).計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫(kù)及參考答案

1、1 浙江工業(yè)大學(xué) /浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) /浙江工商大學(xué)（孫敬水）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫(kù)一、單項(xiàng)選擇題（每小題1 分）1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是下列哪門學(xué)科的分支學(xué)科（）。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（）。a 1930 年世界計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)成立b1933 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d1926 年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（economics）一詞構(gòu)造出來(lái)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(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)

2、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（）。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 19912003 年各

3、年某地區(qū)20 個(gè)鄉(xiāng)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)量分析工作的基本步驟是（） 。a設(shè)定理論模型 收集樣本資料估計(jì)模型參數(shù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚥設(shè)定模型 估計(jì)參數(shù) 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?應(yīng)用模型c個(gè)體設(shè)計(jì) 總體估計(jì) 估計(jì)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(jì)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（） 。a虛擬變量b控制變量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13

4、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)模型的基本應(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2 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)變量c一個(gè)是隨機(jī)變量，一

5、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（） 。a01?ttyxb01()tte yxc01tttyxud01ttyx19參數(shù)的估計(jì)量?具備有效性是指（） 。a?var( )=0b?var()為最小c?()0d?()為最小20對(duì)于01?iiiyxe，以?表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，y?表示回歸值，則（） 。aii? 0yy0 時(shí)，（） b2ii? 0yy 時(shí)，（） 0cii? 0yy 時(shí)，（） 為最小d2ii? 0yy 時(shí)，（）為最小21設(shè)樣本回歸模型為i01ii?y =x +e，則普通最小二乘法確定的i?的公式中，錯(cuò)誤的是（） 。aii12ixxy -y?xxbi

6、iii122iinx y -xy?nx-xcii122ix y -nxy?x-nxdiiii12xnx y -xy?22對(duì)于i01ii?y =x +e，以?表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r 表示相關(guān)系數(shù)，則有（） 。a?0r=1 時(shí)，b?0r=-1 時(shí)，c? 0r=0 時(shí)，d?0r=1r=-1 時(shí)，或23產(chǎn)量（ x，臺(tái)）與單位產(chǎn)品成本（y，元 /臺(tái)）之間的回歸方程為?y3561.5x，這說(shuō)明（） 。a產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本增加356 元b產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少1.5 元c產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均增加356 元d產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元24在總體回歸直線01?ey

7、x（）中，1表示（） 。3 a當(dāng) x 增加一個(gè)單位時(shí)，y 增加1個(gè)單位 b當(dāng) x 增加一個(gè)單位時(shí)，y 平均增加1個(gè)單位c當(dāng) y 增加一個(gè)單位時(shí)，x 增加1個(gè)單位 d當(dāng) y 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i01iiyxu 進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定iu 服從（） 。a2in0) （ ，b t(n-2)c2n0)（ ，dt(n)26以 y 表示實(shí)際觀測(cè)值，?y表示回歸估計(jì)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是使（） 。aii?yy0（） b 2ii?yy0（） cii?yy（） 最小d2ii?yy（）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，則下列哪項(xiàng)成立（） 。a

8、?yyb?yyc?yyd?yy28用 ols 估計(jì)經(jīng)典線性模型i01iiyxu ，則樣本回歸直線通過(guò)點(diǎn)_。axy（，）b?xy（，）c?xy（，）dxy（，）29以 y 表示實(shí)際觀測(cè)值，?y表示 ols 估計(jì)回歸值，則用ols 得到的樣本回歸直線i01i?yx滿足（） 。aii?yy0（） b2iiyy0（ ）c2ii?yy0（）d2ii?yy0（） 30用一組有30 個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型i01iiyxu ，在 0.05 的顯著性水平下對(duì)1的顯著性作t 檢驗(yàn)，則1顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t 大于（） 。a t0.05(30) b t0.025(30) ct0.05(28) d t0.0

9、25(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 0.64b0.8c0.4d 0.32 32相關(guān)系數(shù)r 的取值范圍是（） 。ar -1br 1c0 r 1d1 r 133判定系數(shù)r2的取值范圍是（） 。a r2 -1br21c0 r21d1 r2134某一特定的x 水平上，總體y 分布的離散度越大，即2越大，則（） 。a預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，精度越低b預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，預(yù)測(cè)誤差越小c預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，精度越高d預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，預(yù)測(cè)誤差越大35如果 x 和 y 在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立，則相關(guān)系數(shù)等于（） 。4 a1 b1 c0 d36根據(jù)決定系數(shù)r2與 f 統(tǒng)計(jì)

10、量的關(guān)系可知，當(dāng)r21 時(shí)，有（） 。a f1 b f-1 cf0 df37在 cd 生產(chǎn)函數(shù)kaly中， （） 。a.和是彈性b.a 和是彈性c.a 和是彈性d.a 是彈性38回歸模型iiiuxy10中，關(guān)于檢驗(yàn)010：h所用的統(tǒng)計(jì)量)?(?111var，下列說(shuō)法正確的是（） 。a服從）（22nb服從）（1ntc服從）（12nd服從）（2nt39在二元線性回歸模型iiiiuxxy22110中，1表示（） 。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 的平均變動(dòng)。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

11、 都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)，y 的平均變動(dòng)。40在雙對(duì)數(shù)模型iiiuxylnlnln10中，1的含義是（） 。ay 關(guān)于 x 的增長(zhǎng)量by 關(guān)于 x 的增長(zhǎng)速度cy 關(guān)于 x 的邊際傾向dy 關(guān)于 x 的彈性41根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出y 對(duì)人均收入x 的回歸模型為iixyln75.000.2ln，這表明人均收入每增加1，人均消費(fèi)支出將增加（） 。a2b0.2c0.75d7.542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(jī)變量，且（） 。a與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)b與殘差項(xiàng)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(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)r2=1 時(shí)有（） 。a.f=1

12、 b.f=1 c.f= d.f=0 44下面說(shuō)法正確的是（） 。a.內(nèi)生變量是非隨機(jī)變量b.前定變量是隨機(jī)變量c.外生變量是隨機(jī)變量 d.外生變量是非隨機(jī)變量45在具體的模型中，被認(rèn)為是具有一定概率分布的隨機(jī)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（） 。a.解釋變量和被解釋變量都是隨機(jī)變量b.解釋變量為非隨機(jī)變量，被解釋變量為隨機(jī)變量c.解釋變量和被解釋變量都為非隨機(jī)變量d.解釋變量為隨機(jī)變量，被解釋變量為非隨機(jī)變量47計(jì)量經(jīng)濟(jì)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5 48.在由30n的一組樣本估計(jì)的、包含3 個(gè)解釋

13、變量的線性回歸模型中，計(jì)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.0.8327 49.下列樣本模型中，哪一個(gè)模型通常是無(wú)效的（）a. ic（消費(fèi)） =500+0.8ii（收入）b. diq（商品需求） =10+0.8ii（收入） +0.9ip（價(jià)格）c. siq（商品供給） =20+0.75ip（價(jià)格）d. iy（產(chǎn)出量） =0.650.6il（勞動(dòng)）0.4ik（資本）50.用一組有30 個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型01122ttttybb xb xu后，在 0.05 的顯著性水平上對(duì)1b的顯著性作t檢驗(yàn)，則1b顯著地

14、不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于等于（）a. )30(05. 0tb. )28(025.0tc. )27(025.0td. )28, 1(025.0f51.模型tttuxbbylnlnln10中，1b的實(shí)際含義是（）a.x關(guān)于y的彈性b. 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(gè)解釋變量對(duì)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01122.tttkkttybb xb xb xu中，檢驗(yàn)0:0(0,1,2,. )thbik時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量服從 ( ) a.t(n-k

15、+1) b.t(n-k-2) c.t(n-k-1) d.t(n-k+2) 6 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.2211nrrnkb. 22111nrrnkc. 2211(1)1nrrnkd. 2211(1)1nrrnk55關(guān)于經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行預(yù)測(cè)出現(xiàn)誤差的原因，正確的說(shuō)法是（） 。a.只有隨機(jī)因素b.只有系統(tǒng)因素c.既有隨機(jī)因素，又有系統(tǒng)因素d.a 、b、 c 都不對(duì)56在多元線性回歸模型中對(duì)樣本容量的基本要求是(k 為解釋變量個(gè)數(shù))： （）a n k+1 b nk+1c n 30 或 n3 （k+1）d n 3057.下列說(shuō)法中正確的是： （）a 如果模型的2r

16、很高，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好b 如果模型的2r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(guò)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量7 58.半對(duì)數(shù)模型xyln10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by 關(guān)于 x 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dy 關(guān)于 x 的彈性59.半對(duì)數(shù)模型xy10ln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

17、 的邊際變化60.雙對(duì)數(shù)模型xylnln10中，參數(shù)1的含義是（） 。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)（）a.異方差性b.自相關(guān)性c.隨機(jī)解釋變量d.多重共線性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d.加權(quán)最小二乘法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d.多重共線性64.glejser檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)（）a.異方差性b.自相關(guān)

18、性c.隨機(jī)解釋變量d.多重共線性65.下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（）a.戈德菲爾特 匡特檢驗(yàn)b.懷特檢驗(yàn)c.戈里瑟檢驗(yàn)d.方差膨脹因子檢驗(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d.使用非樣本先驗(yàn)信息67.加權(quán)最小二乘法克服異方差的主要原理是通過(guò)賦予不同觀測(cè)點(diǎn)以不同的權(quán)數(shù)，從而提高估計(jì)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(yàn)表明，普通最小二乘估計(jì)結(jié)果的殘差ie與ix有顯著的形式iiivxe28715.0的

19、相關(guān)關(guān)系（iv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(jì)模型參數(shù)時(shí)，權(quán)數(shù)應(yīng)為（）a. ixb. 21ixc. ix1d. ix169果戈德菲爾特 匡特檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為什么問(wèn)題是嚴(yán)重的（）a.異方差問(wèn)題b.序列相關(guān)問(wèn)題c.多重共線性問(wèn)題d.設(shè)定誤差問(wèn)題70.設(shè)回歸模型為iiiubxy，其中iixuvar2)(，則b的最有效估計(jì)量為（）a. 2?xxybb. 22)(?xxnyxxynbc. xyb?d. xynb1?8 71如果模型yt=b0+b1xt+ut存在序列相關(guān)，則（） 。a. cov(xt, ut)=0 b. cov(ut, us)=0(t s) c. cov(xt, ut)

20、 0 d. cov(ut, us) 0(t s)72dw 檢驗(yàn)的零假設(shè)是（為隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階相關(guān)系數(shù)）（） 。a dw 0b 0cdw 1d 1 73 下列哪個(gè)序列相關(guān)可用dw 檢驗(yàn) （vt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 ut1+vtbutut1+2ut2+ +vtcutvtd ut vt+2 vt-1+74dw 的取值范圍是（） 。a -1 dw 0 b-1 dw 1c-2 dw 2d0 dw 475當(dāng) dw 4 時(shí)，說(shuō)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存在完全的正的一階自相關(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

21、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(shí)，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(fù)的一階自d無(wú)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=b0+b1xt+ut，廣義差分模型是指（） 。ttt01ttttt1ttt01tttt-101tt-1tt-1yxu1a. =bbf(x )f(x )f(x )f(x )b. y =bxuc. y =b +bxud. yy=b (1- )+b (xx)

22、(uu)vvvvvv79采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問(wèn)題適用于下列哪種情況（） 。a 0b1c -1 0d0 1 80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(jià)格），又知：如果該企業(yè)在 t-1 期生產(chǎn)過(guò)剩，經(jīng)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(wèn)題b序列相關(guān)問(wèn)題c多重共線性問(wèn)題d隨機(jī)解釋變量問(wèn)題81 根據(jù)一個(gè)n=30 的樣本估計(jì)t01tt?y =+x +e后計(jì)算得 dw 1.4， 已知在 5%的置信度下， dl=1.35,du=1.49,則認(rèn)為原模型（） 。a存在正的一階自相關(guān)b存在負(fù)的一階自相關(guān)c不存在一階自相關(guān)d無(wú)法判

23、斷是否存在一階自相關(guān)。82. 于模型t01tt?y =+x +e，以 表示 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(cuò)誤的是（） 。a 0.8，dw 0.4b -0.8，dw -0.4c 0，dw 2 d 1，dw 0 83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)84當(dāng)模型存在嚴(yán)重的多重共線性時(shí)，ols 估計(jì)量將不具備（）a線性b無(wú)偏性c有效性d一致性85經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為某個(gè)解釋與其他解釋變量間多重共線性嚴(yán)重的情況是這個(gè)解釋變量的vif （） 。a大于b小于c大于 5d小于 5 86模型中引入實(shí)際上與解釋變量有關(guān)的變

24、量，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)的ols 估計(jì)量方差（） 。a增大b減小c有偏d非有效87對(duì)于模型yt=b0+b1x1t+b2x2t +ut，與 r12=0 相比， r120.5 時(shí)，估計(jì)量的方差將是原來(lái)的（） 。9 a 1 倍b1.33 倍c1.8 倍d2 倍88如果方差膨脹因子vif 10，則什么問(wèn)題是嚴(yán)重的（） 。a異方差問(wèn)題b序列相關(guān)問(wèn)題c多重共線性問(wèn)題d解釋變量與隨機(jī)項(xiàng)的相關(guān)性89在多元線性回歸模型中，若某個(gè)解釋變量對(duì)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(yán)重的多重共線性時(shí)，參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差（） 。a變大b變小c無(wú)法估計(jì)d無(wú)窮

25、大91完全多重共線性時(shí)，下列判斷不正確的是（） 。a參數(shù)無(wú)法估計(jì)b只能估計(jì)參數(shù)的線性組合c模型的擬合程度不能判斷d可以計(jì)算模型的擬合程度92設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)iiixccy10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，則考慮上述構(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（）a.1 個(gè)b.2 個(gè)c.3 個(gè)d.4 個(gè)93當(dāng)質(zhì)的因素引進(jìn)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型時(shí)，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(jìn)虛擬變量，回歸模型的截距或斜率隨樣本觀測(cè)值的改變而系統(tǒng)地改變，這種模型稱

26、為（）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iiixy， 其中 xi 為隨機(jī)變量，xi 與 ui 相關(guān)則的普通最小二乘估計(jì)量( ) a.無(wú)偏且一致b.無(wú)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iiiixxy2211，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(jì)量( ) a.無(wú)偏且一致b.無(wú)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(gè)無(wú)關(guān)的解釋變量( ) a.對(duì)模型參數(shù)估計(jì)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(jì)量有偏c.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量精度下降d.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量

27、有偏，同時(shí)精度下降98設(shè)消費(fèi)函數(shù)011tttyaa db xu，其中虛擬變量10d東中部西部，如果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明10a成立，則東中部的消費(fèi)函數(shù)與西部的消費(fèi)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(lái)代表質(zhì)的因素，但在有些情況下可以用來(lái)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(gè)回歸模型中不包含截距項(xiàng)，對(duì)一個(gè)具有m 個(gè)特征的質(zhì)的因素要引入虛擬變量數(shù)目為( )。a.m b.m-1 c.m-2 d.m+1 1

28、02設(shè)某商品需求模型為01tttybb xu，其中 y 是商品的需求量，x 是商品的價(jià)格，為了考慮全年12 個(gè)月份季節(jié)變動(dòng)的影響，假設(shè)模型中引入了12 個(gè)虛擬變量，則會(huì)產(chǎn)生的問(wèn)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10 103.對(duì)于模型01tttybb xu，為了考慮 “ 地區(qū) ” 因素（北方、南方） ，引入 2個(gè)虛擬變量形成截距變動(dòng)模型，則會(huì)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104. 設(shè)消費(fèi)函數(shù)為iiioiudxbxbdy101，其中虛擬變量農(nóng)村家庭城鎮(zhèn)家庭01d，當(dāng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明下列哪項(xiàng)成立時(shí)，表示城鎮(zhèn)家庭與

29、農(nóng)村家庭有一樣的消費(fèi)行為（） 。a.oa1，ob1b. oa1，ob1c. oa1，ob1d. oa1，ob1105設(shè)無(wú)限分布滯后模型為t0t1t-12t-2ty = + x + x +x + ul，且該模型滿足koyck 變換的假定，則長(zhǎng)期影響系數(shù)為（） 。a0b01c01d不確定106對(duì)于分布滯后模型，時(shí)間序列資料的序列相關(guān)問(wèn)題，就轉(zhuǎn)化為（） 。a異方差問(wèn)題b多重共線性問(wèn)題c多余解釋變量d隨機(jī)解釋變量107在分布滯后模型01122tttttyxxxul中，短期影響乘數(shù)為（） 。a11b1c01d0108對(duì)于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用( ) 。a普通最小二乘法b間接最小二乘法c二階段

30、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(jì)量是( ) 。a無(wú)偏且一致b有偏但一致c無(wú)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（） 。a01122tttttyxyyulb01122ttttktktyxyyyulc01122tttttyxxxuld01122ttttkt ktyxxxxul111消費(fèi)函數(shù)模型12?4000.50.30.1ttttciii，其中i為收入，則當(dāng)期收入ti對(duì)未來(lái)消費(fèi)2tc的影響是：ti增加一單位，2tc增加（） 。a 0.5 個(gè)單位b0.3 個(gè)單位c0.1 個(gè)單位d0.9 個(gè)單位112下面哪一個(gè)不是幾何分布滯后模型（） 。a

31、 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(xiàng)式滯后模型113有限多項(xiàng)式分布滯后模型中，通過(guò)將原來(lái)分布滯后模型中的參數(shù)表示為滯后期i 的有限多項(xiàng)式，從而克服了原分布滯后模型估計(jì)中的（） 。a異方差問(wèn)題b序列相關(guān)問(wèn)題c多重共性問(wèn)題d參數(shù)過(guò)多難估計(jì)問(wèn)題114分布滯后模型0112233ttttttyxxxxu中，為了使模型的自由度達(dá)到30，必須11 擁有多少年的觀測(cè)資料（） 。a 32 b33 c34 d38 115如果聯(lián)立方程中某個(gè)結(jié)構(gòu)方程包含了所有的變量，則這個(gè)方程為（） 。a恰好識(shí)別b過(guò)度識(shí)別c不可識(shí)別d可以識(shí)別116下面關(guān)于簡(jiǎn)化式模型的概念，不正確的是（） 。a簡(jiǎn)化式方程的解

32、釋變量都是前定變量b簡(jiǎn)化式參數(shù)反映解釋變量對(duì)被解釋的變量的總影響c簡(jiǎn)化式參數(shù)是結(jié)構(gòu)式參數(shù)的線性函數(shù)d簡(jiǎn)化式模型的經(jīng)濟(jì)含義不明確117對(duì)聯(lián)立方程模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的方法可以分兩類，即：( ) 。a間接最小二乘法和系統(tǒng)估計(jì)法b單方程估計(jì)法和系統(tǒng)估計(jì)法c單方程估計(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(gè)結(jié)構(gòu)式方程是過(guò)度識(shí)別的，則估計(jì)該方程參數(shù)的方法可用（） 。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(gè)方程是不可識(shí)別的，則該模型是(

33、 ) 。a可識(shí)別的b不可識(shí)別的 c過(guò)度識(shí)別d恰好識(shí)別121結(jié)構(gòu)式模型中的每一個(gè)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)式模型中，外生變量是指（） 。a yt b yt 1c it dgt123在完備的結(jié)構(gòu)式模型01101212tttttttttttcaayuibbyb yuycig中，隨機(jī)方程是指（） 。a方程 1b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(jī)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(zhǎng)

34、期影響乘數(shù)c結(jié)構(gòu)式參數(shù)d簡(jiǎn)化式參數(shù)126簡(jiǎn)化式參數(shù)反映對(duì)應(yīng)的解釋變量對(duì)被解釋變量的（） 。a直接影響b間接影響c前兩者之和d前兩者之差127對(duì)于恰好識(shí)別方程，在簡(jiǎn)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(jì)量具備（） 。a精確性b無(wú)偏性c真實(shí)性d一致性二、多項(xiàng)選擇題（每小題2 分）01101212tttttttttttcaa yuibbyb yuycig12 1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以下哪些學(xué)科相結(jié)合的綜合性學(xué)科（） 。a 統(tǒng)計(jì)學(xué)b 數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)c 經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué)d 數(shù)學(xué)e 經(jīng)濟(jì)學(xué)2從內(nèi)容角度看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為（） 。a理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)b狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)c應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)d廣義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)e金融計(jì)量經(jīng)濟(jì)

35、學(xué)3從學(xué)科角度看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為（） 。a理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)b狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)c應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)d廣義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)e金融計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)4從變量的因果關(guān)系看，經(jīng)濟(jì)變量可分為（） 。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(jì)變量可分為（） 。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(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析時(shí)，要求指標(biāo)統(tǒng)計(jì)的（） 。a對(duì)象及范圍可比b時(shí)間可比c口徑可比d計(jì)算方法可比e內(nèi)容可比7一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型由以下哪些部分構(gòu)成（） 。a變量b參數(shù)c隨機(jī)誤差項(xiàng)d方程式e虛擬變量8與其他經(jīng)濟(jì)模型相比，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型有如下特點(diǎn)（） 。a確定性b經(jīng)驗(yàn)性c隨機(jī)性d動(dòng)態(tài)性e靈

36、活性9一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，可作為解釋變量的有（） 。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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用在于（） 。a結(jié)構(gòu)分析b經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)c政策評(píng)價(jià)d檢驗(yàn)和發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論e設(shè)定和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1下列哪些變量屬于前定變量( )。a內(nèi)生變量b隨機(jī)變量c滯后變量d外生變量e工具變量12經(jīng)濟(jì)參數(shù)的分為兩大類，下面哪些屬于外生參數(shù)( )。a折舊率b稅率 c利息率d憑經(jīng)驗(yàn)估計(jì)的參數(shù)e運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法估計(jì)得到的參數(shù)13在一個(gè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中，可作為解釋變量的有( )。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(duì)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(jì)量具有的優(yōu)良特性有( )。a無(wú)

37、偏性b有效性c一致性d確定性e線性特性15指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系（） 。a家庭消費(fèi)支出與收入b商品銷售額與銷售量、銷售價(jià)格c物價(jià)水平與商品需求量d小麥高產(chǎn)與施肥量e學(xué)習(xí)成績(jī)總分與各門課程分?jǐn)?shù)16一元線性回歸模型i01iiyxu 的經(jīng)典假設(shè)包括（） 。a()0te ub2var()tuccov(,)0tsu ud(,)0ttcov x ue2(0,)tun17以 y 表示實(shí)際觀測(cè)值，?y表示 ols 估計(jì)回歸值， e 表示殘差，則回歸直線滿足（） 。axy通過(guò)樣本均值點(diǎn)（，）bii?yy13 c2ii?yy0（）d2ii?yy0（） eiicov(x ,e )=018?y表示 ols 估計(jì)回

38、歸值， u 表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，e 表示殘差。如果y 與 x 為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的（） 。ai01ieyx（）bi01i?yxci01ii?yxedi01ii?yxeei01i?e(y )x19?y表示 ols 估計(jì)回歸值， u 表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果y 與 x 為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的（） 。ai01iyxbi01iiyxuci01ii?yxudi01ii?yxuei01i?yx20回歸分析中估計(jì)回歸參數(shù)的方法主要有（） 。a相關(guān)系數(shù)法b方差分析法c最小二乘估計(jì)法d極大似然法e矩估計(jì)法21用 ols 法估計(jì)模型i01iiyxu 的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無(wú)偏估計(jì)量，則

39、要求（） 。aie(u )=0b2ivar(u )=cijcov(u ,u )=0diu服從正態(tài)分布e x 為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)iu不相關(guān)。22假設(shè)線性回歸模型滿足全部基本假設(shè)，則其參數(shù)的估計(jì)量具備（） 。a可靠性b合理性c線性d無(wú)偏性e有效性23普通最小二乘估計(jì)的直線具有以下特性（） 。a通過(guò)樣本均值點(diǎn)(,)x yb?iiyyc2?()0iiyyd0iee(,)0iicov xe24由回歸直線i01i?yx估計(jì)出來(lái)的i?y值（） 。a是一組估計(jì)值b是一組平均值c是一個(gè)幾何級(jí)數(shù)d可能等于實(shí)際值ye與實(shí)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(biāo)有（） 。a相關(guān)系數(shù)b回歸系數(shù)c樣

40、本決定系數(shù)d回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差e剩余變差（或殘差平方和）26對(duì)于樣本回歸直線i01i?yx，回歸變差可以表示為（） 。a22iiii?yy-yy （）（）b221ii?xx（）c22iiryy（）d2ii?yy（）e1iiii?xxyy（） ）27對(duì)于樣本回歸直線i01i?yx，?為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中，正確的有（） 。14 a2ii2ii?yyyy（）（）b2ii2ii?yy1yy（）（）c221ii2ii?xxyy（）（）d1iiii2ii?xxyyyy（）（）e22ii?n-2)1yy（）28下列相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有（） 。axyxyxybiiiixyxxyyn（ （）

41、）cxycov (x,y)diiii22iiiixxyyxxyy（）（） （）eii22iiiix y -nx yxxyyg（） （）29判定系數(shù)r2可表示為（） 。a2rssr =tssb2essr =tssc2rssr =1-tssd2essr =1-tsse2essr =ess+rss30線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差ie滿足（） 。aie0biie y0cii?ey0diiex0eiicov(x ,e )=031調(diào)整后的判定系數(shù)2r的正確表達(dá)式有（） 。a2ii2iiyy/(n-1)?yy/(n-k)（）1-（）b2ii2ii?yy/(n-k-1)1yy/(n-1)（）（）c2(

42、n-1)1(1-r )(n-k-1)d22k(1-r )rn-k-1e2(n-k)1(1+r )(n-1)32對(duì)總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)所用的f 統(tǒng)計(jì)量可表示為（） 。aess/(n-k)rss/(k-1)bess/(k-1)rss/(n-k)c22r /(k-1)(1-r )/(n-k)d22(1-r )/(n-k)r /(k-1)e22r /(n-k)(1-r )/(k-1)33.將非線性回歸模型轉(zhuǎn)換為線性回歸模型，常用的數(shù)學(xué)處理方法有（）a.直接置換法b.對(duì)數(shù)變換法c.級(jí)數(shù)展開(kāi)法d.廣義最小二乘法e.加權(quán)最小二乘法34.在模型iiixylnlnln10中（）a. y與x是非線性的

43、b. y與1是非線性的c. yln與1是線性的d. yln與xln是線性的e. y與xln是線性的15 35.對(duì)模型01122ttttybb xb xu進(jìn)行總體顯著性檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果總體線性關(guān)系顯著，則有（） 。a. 120bbb. 120,0bbc. 120,0bbd. 120,0bbe. 120bb36. 剩余變差是指（） 。a.隨機(jī)因素影響所引起的被解釋變量的變差b.解釋變量變動(dòng)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(shí)際值與回歸值的離差平方和37.回歸變差（或回歸平方和）是指（） 。a. 被解釋

44、變量的實(shí)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(dòng)所引起的被解釋變量的變差e. 隨機(jī)因素影響所引起的被解釋變量的變差38.設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)（包括截距項(xiàng)），則總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)所用的f 統(tǒng)計(jì)量可表示為（） 。a.) 1()()?(22keknyyiib.)()1()?(22knekyyiic.)()1() 1(22knrkrd.) 1()(122krknr ）（e.) 1()1 ()(22krknr39.在多元線性回歸分析中，修正的可決系數(shù)2r與可決系數(shù)2r之間（） 。a.2r1時(shí)，則認(rèn)為原

45、模型存在“ 多重共線性問(wèn)題” ； （1 分）若i?vif()5時(shí)，則模型的 “ 多重共線性問(wèn)題 ” 的程度是很嚴(yán)重的，而且是非常有害的。（1 分）38模型中引入虛擬變量的作用是什么？答案：（1）可以描述和測(cè)量定性因素的影響；（2 分）40 （2）能夠正確反映經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，提高模型的精度；（ 2 分）（3）便于處理異常數(shù)據(jù)。 （1 分）39虛擬變量引入的原則是什么？答案：（1）如果一個(gè)定性因素有m 方面的特征，則在模型中引入m-1 個(gè)虛擬變量； （1 分）（2）如果模型中有m 個(gè)定性因素，而每個(gè)定性因素只有兩方面的屬性或特征，則在模型中引入m 個(gè)虛擬變量；如果定性因素有兩個(gè)及以上個(gè)屬性，則

46、參照“ 一個(gè)因素多個(gè)屬性” 的設(shè)置虛擬變量。 （2 分）（3）虛擬變量取值應(yīng)從分析問(wèn)題的目的出發(fā)予以界定；（1 分）（4）虛擬變量在單一方程中可以作為解釋變量也可以作為被解釋變量。（1 分）40虛擬變量引入的方式及每種方式的作用是什么？答案：（1）加法方式：其作用是改變了模型的截距水平；（2 分）（2）乘法方式：其作用在于兩個(gè)模型間的比較、因素間的交互影響分析和提高模型的描述精度；（2 分）（3）一般方式：即影響模型的截距有影響模型的斜率。（1 分）41判斷計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型優(yōu)劣的基本原則是什么？答案：（1）模型應(yīng)力求簡(jiǎn)單； （1 分） （2）模型具有可識(shí)別性； （ 1分） （3）模型具有較高的擬合

47、優(yōu)度；（1分） （ 4）模型應(yīng)與理論相一致；（1 分） （5）模型具有較好的超樣本功能。（1 分）42模型設(shè)定誤差的類型有那些？答案：（1）模型中添加了無(wú)關(guān)的解釋變量；（2 分） （2）模型中遺漏了重要的解釋變量；（2 分） （3）模型使用了不恰當(dāng)?shù)男问健?（1 分）43工具變量選擇必須滿足的條件是什么？答案： 選擇工具變量必須滿足以下兩個(gè)條件：（1）工具變量與模型中的隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)；（3 分） （2）工具變量與模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。（2 分）44設(shè)定誤差產(chǎn)生的主要原因是什么？答案：原因有四： （1）模型的制定者不熟悉相應(yīng)的理論知識(shí)；（1 分） （2）對(duì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題本身認(rèn)識(shí)不夠或不熟悉前人

48、的相關(guān)工作； （ 1 分） （3）模型制定者缺乏相關(guān)變量的數(shù)據(jù)；（1 分） （4）解釋變量無(wú)法測(cè)量或數(shù)據(jù)本身存在測(cè)量誤差。 （ 2 分）45在建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型時(shí)，什么時(shí)候，為什么要引入虛擬變量？答案：在現(xiàn)實(shí)生活中，影響經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的因素除具有數(shù)量特征的變量外，還有一類變量，這類變量所反映的并不是數(shù)量而是現(xiàn)象的某些屬性或特征，即它們反映的是現(xiàn)象的質(zhì)的特征。這些因素還很可能是重要的影響因素，這時(shí)就需要在模型中引入這類變量。（4 分）引入的方式就是以虛擬變量的形式引入。（1 分）46直接用最小二乘法估計(jì)有限分布滯后模型的有：（1）損失自由度（2 分）（2）產(chǎn)生多重共線性（2 分）（3）滯后長(zhǎng)度難確定的

49、問(wèn)題（1 分）47因變量受其自身或其他經(jīng)濟(jì)變量前期水平的影響，稱為滯后現(xiàn)象。其原因包括：（ 1）經(jīng)濟(jì)變量自身的原因；（2分） （2）決策者心理上的原因（1 分） ； （3）技術(shù)上的原因（1 分） ； （4）制度的原因（1 分） 。48koyck 模型的特點(diǎn)包括： （1）模型中的 稱為分布滯后衰退率，越小，衰退速度越快（2 分） ； （2）模型的長(zhǎng)期影響乘數(shù)為b011（1 分）;（3）模型僅包括兩個(gè)解釋變量，避免了多重共線性（1 分） ； （4）模型僅有三個(gè)參數(shù)，解釋了無(wú)限分布滯后模型因包含無(wú)限個(gè)參數(shù)無(wú)法估計(jì)的問(wèn)題（1 分）49聯(lián)立方程模型中方程有：行為方程式（1 分） ；技術(shù)方程式（ 1 分）

50、 ；制度方程式（ 1 分） ；平衡方程（或均衡條件）（1 分） ；定義方程（或恒等式）（1 分） 。50聯(lián)立方程的變量主要包括內(nèi)生變量（2 分） 、外生變量（ 2 分）和前定變量（1 分） 。51模型的識(shí)別有恰好識(shí)別（2分） 、過(guò)渡識(shí)別（2 分）和不可識(shí)別（1 分）三種。52. 識(shí)別的條件條件包括階條件和秩條件。階條件是指，如果一個(gè)方程能被識(shí)別，那么這個(gè)方程不包含的變量總數(shù)應(yīng)大于或等于模型系統(tǒng)中方程個(gè)數(shù)減1 （3 分） ；秩條件是指， 在一個(gè)具有k 個(gè)方程的模型系統(tǒng)中，41 任何一個(gè)方程被識(shí)別的充分必要條件是：所有不包含在這個(gè)方程中變量的參數(shù)的秩為k1（2 分） 。五、計(jì)算分析題（每小題10

51、分）1、答：（1） （ 2 分）散點(diǎn)圖如下：30040050060070080100120140160180xy（2）22()()16195.44432.168113.6()()xyxxyyrxxyy=0.9321（ 3分）（3）截距項(xiàng)81.72 表示當(dāng)美元兌日元的匯率為0 時(shí)日本的汽車出口量，這個(gè)數(shù)據(jù)沒(méi)有實(shí)際意義；（2 分）斜率項(xiàng) 3.65 表示汽車出口量與美元兌換日元的匯率正相關(guān)，當(dāng)美元兌換日元的匯率每上升1 元，會(huì)引起日本汽車出口量上升3.65 萬(wàn)輛。 （3 分）2、答：（1）系數(shù)的符號(hào)是正確的，政府債券的價(jià)格與利率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，利率的上升會(huì)引起政府債券價(jià)格的下降。（2 分）（2）iy代

52、表的是樣本值，而i?y代表的是給定ix的條件下iy的期望值，即?(/)iiiye yx。此模型是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得出的回歸結(jié)果，左邊應(yīng)當(dāng)是iy的期望值，因此是i?y而不是iy。 （3 分）（3）沒(méi)有遺漏，因?yàn)檫@是根據(jù)樣本做出的回歸結(jié)果，并不是理論模型。（2 分）（4）截距項(xiàng) 101.4 表示在 x 取 0 時(shí) y 的水平，本例中它沒(méi)有實(shí)際意義；斜率項(xiàng)-4.78 表明利率x 每上升一個(gè)百分點(diǎn)，引起政府債券價(jià)格y 降低 478 美元。 （ 3 分）3、答：（1）提出原假設(shè)h0：0，h1：0。由于 t 統(tǒng)計(jì)量 18.7，臨界值0.025(17)2.1098t，由于 18.72.1098，故拒絕原假設(shè)h0

53、：0，即認(rèn)為參數(shù)是顯著的。（ 3 分）（2）由于?( )tsb，故?0.81?()0.043318.7sbt。 （ 3 分）（3）回歸模型r2=0.81，表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力為81%，即收入對(duì)消費(fèi)的解釋能力為81，回歸直線擬合觀測(cè)點(diǎn)較為理想。（4 分）4、答：判定系數(shù)：22122()()bxxryy=23.65414432.168113.6=0.8688（3 分）相關(guān)系數(shù)：20.86880.9321rr（2 分）5、答：（1） （ 2 分）散點(diǎn)圖如下：42 -0.500.511.522.533.522.533.5失業(yè)率物價(jià)上漲率根據(jù)圖形可知，物價(jià)上漲率與失業(yè)率之間存

54、在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，擬合倒數(shù)模型較合適。（2 分）（2）模型一：22122?()()ttbxxryy0.8554 （3 分）模型二：22122?()()ttbxxryy0.8052 （3 分）7、答：1222146.512.6 11.3?0.757164.212.6xyx ybxx（2 分）01?11.30.757 12.61.762byb x（2 分）故回歸直線為：?1.7620.757yx（1 分）8、答： （1）由于2700ttx y，41tx，306ty，2381tx，2()1681tx，61.2y，8.2x，得1225270041 306?4.265381 1681()ttttttn

55、x yxybnxx（3 分）01?61.24.26 8.226.28byb x（2 分）總成本函數(shù)為：ii?y =26.28+4.26x（1 分）（2）截距項(xiàng)0?b表示當(dāng)產(chǎn)量x 為 0 時(shí)工廠的平均總成本為26.28，也就量工廠的平均固定成本；（2 分）斜率項(xiàng)1?b表示產(chǎn)量每增加1 個(gè)單位，引起總成本平均增加4.26 個(gè)單位。（2 分）9、答：（1）回歸模型的r20.9042，表明在消費(fèi)y 的總變差中，由回歸直線解釋的部分占到90以上，回歸直線的代表性及解釋能力較好。（ 2分）（2）對(duì)于斜率項(xiàng)，11?0.20238.6824?0.0233()bts b0.05(8)1.8595t，即表明斜率項(xiàng)

56、顯著不為0，家庭收入對(duì)43 消費(fèi)有顯著影響。 （2 分）對(duì)于截距項(xiàng)，00?2.17273.0167?0.7202()bts b0.05(8)1.8595t，即表明截距項(xiàng)也顯著不為 0，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。 （2 分）（3） yf=2.17+0.20234511.2735（2 分）220.0252()11(4529.3)?(8)11.85952.23361+4.823()10992.1fxxtnxx（2 分）95%置信區(qū)間為（11.2735-4.823，11.2735+4.823） ，即（ 6.4505， 16.0965） 。 （2 分）10、答：（1）由于22?2ten，22?(2)(622)8

57、480trssen。 （4 分）（2）2220.60.36rr（2 分）（3）2480750110.36rsstssr（4 分）11、答： （1）221cov( , )()()1ttxyx yxxyyrn0.9161011.38 ()()(20 1) 11.38216.30ttxxyy（2 分）22()()216.30()5.370.92000()ttttxxyyxxryy（2 分）斜率系數(shù)：122()()216.30?7.50()5.37tttxxyybxx（1 分）（2） r2=r2=0.92=0.81，剩余變差：22()2000tirsseyy（1 分）總變差： tssrss/(1-r2

58、)=2000/(1-0.81)=10526.32 （2 分）（3）222000?111.112202ten（2 分）12、答：（1）1222117849519217?0.335284958519xyx ybxx（3 分）01?2170.335 51943.135byb x（2 分）故回歸直線為?43.1350.335yx，（2）1?43.1350.33543.1350.335 1046.485yx（2 分）銷售額的價(jià)格彈性100.33546.485yxxy0.072（3 分）13、 （ 1）回歸方程為：?0.3531.968yx，由于斜率項(xiàng)p 值 0.00000.05，表明截距項(xiàng)與0 值沒(méi)有顯

59、著差異，即截距項(xiàng)沒(méi)有通過(guò)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)的貨幣供應(yīng)量水平，此處沒(méi)有實(shí)際意義。斜率項(xiàng)1.968 表明國(guó)民收入每增加1 元，將導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加1.968 元。 （3 分）（3）當(dāng) x15 時(shí)，?0.3531.9681529.873y，即應(yīng)將貨幣供應(yīng)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)平均咖啡消費(fèi)量為每天每人2.6911 杯，這個(gè)沒(méi)有明顯的經(jīng)濟(jì)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)，表明咖啡價(jià)格每上

60、升1 美元，平均每天每人消費(fèi)量減少0.4795 杯。 （2 分）（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。（ 2 分）（4）不能。在同一條需求曲線上不同點(diǎn)的價(jià)格彈性不同，若要求價(jià)格彈性，須給出具體的x 值及與之對(duì)應(yīng)的 y 值。 （2 分）15、答：由已知條件可知，168016810ixxn，111011110iyyn()()()204200 1680 111 168 111010 168 11117720iiiiiixxyyx yyxyxxy（3 分）222222()(2)2 101031540010 16816833160iiiixxxx xxxxx（3 分）2()