計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末復(fù)習(xí)題庫（帶答案）

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)專心-專注-專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)學(xué)校：北方民族大學(xué)專業(yè)：國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)校：北方民族大學(xué)專業(yè)：國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易姓名：田茂友學(xué)號(hào)：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（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（B）。 A1930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 C1969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 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

2、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（ 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(jì)活動(dòng)中的變量關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是（ A ）。

3、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（ C ）。 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（ D ）。 A19912003年各年某地區(qū)20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值 B19912003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 ）。 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?B設(shè)定模型估計(jì)參數(shù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛻?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

4、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（ 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（ B ）。 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 ）。 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)

5、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(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 ）。 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（ C ）。 A B C D 19參數(shù)的估計(jì)量具備有效性是指（ B ）。 A B C D 20對(duì)于，以表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)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

6、的公式中，錯(cuò)誤的是（ D ）。 A B C D 22對(duì)于，以表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有（ D ）。 A B C D 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，這說明（ D ）。 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在總體回歸直線中，表示（ B ）。 A當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí)，Y增加個(gè)單位 B當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí)，Y平均增加個(gè)單位 C當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí)，X增加個(gè)單位 D當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí)，X平均增加個(gè)單位 25對(duì)回歸模

7、型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定 服從（ C ）。 A B C D 26以Y表示實(shí)際觀測(cè)值，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（ D ）。 A B C D 27設(shè)Y表示實(shí)際觀測(cè)值，表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立（ D ）。 A B C D 28用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型，則樣本回歸直線通過點(diǎn) （ D ）。 A B C D 29以Y表示實(shí)際觀測(cè)值，表示OLS估計(jì)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(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型，在0.05的顯著性水平下對(duì)的顯著性作t檢驗(yàn)，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于（ D ）。 At0.05(30)

8、Bt0.025(30) Ct0.05(28) Dt0.025(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（ B ）。 A0.64 B0.8 C0.4 D0.32 32相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是（ D ）。 Ar-1 Br1 C0r1 D1r1 33判定系數(shù)R2的取值范圍是（ C ）。 AR2-1 BR21 C0R21 D1R21 34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 ）。 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)

9、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(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R21時(shí)，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(yàn)所用的統(tǒng)計(jì)量，下列說法正確的是（ 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)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)模型中，的含義是（

10、 D ）。 AY關(guān)于X的增長量 BY關(guān)于X的增長速度 C Y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，這表明人均收入每增加1，人均消費(fèi)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(jī)變量，且（ A ）。 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（ C ）。 AF=1 BF=1 CF= DF=0 44下面說法正確的是（ D ）。 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

11、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 ）。 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(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（ 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(jì)的、包含3個(gè)解釋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.

12、0.8603 B. 0.8389 C. 0.8655 D.0.8327 49.下列樣本模型中，哪一個(gè)模型通常是無效的（ B ） A. （消費(fèi)）=500+0.8（收入） B. （商品需求）=10+0.8（收入）+0.9（價(jià)格） C. （商品供給）=20+0.75（價(jià)格）D. （產(chǎn)出量）=0.65（勞動(dòng)）（資本） 50.用一組有30個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型后，在0.05的顯著性水平上對(duì)的顯著性作檢驗(yàn)，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量大于等于（ C ） A. B. C. D. 51.模型中，的實(shí)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

13、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（ 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(yàn)時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)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(jì)計(jì)量模型進(jìn)行預(yù)測(cè)出現(xiàn)誤差的原因，正確的說法是（ C ）。 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

14、 為解釋變量個(gè)數(shù))：（ C ） A.nk+1 B.nk+1 C.n30 或n3（k+1） D.n30 57.下列說法中正確的是：（ D ） A.如果模型的 很高，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好 B.如果模型的 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)模型中，參數(shù)的含義是（ C ）。 AX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 CX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)模型中，參數(shù)的含義是（ A ）。 A.X的絕對(duì)量發(fā)生

15、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的邊際變化 60.雙對(duì)數(shù)模型中，參數(shù)的含義是（ D ）。 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 ） 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（ D ） 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

16、） 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 ） 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 65.下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（ D ） 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 ） 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(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（ B ） A.重視大誤差的作用，輕視小誤差的作用 B.重視小誤

17、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(jì)模型參數(shù)時(shí)，權(quán)數(shù)應(yīng)為（ C ） A. B. C. D. 69果戈德菲爾特匡特檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)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(jì)量為（ C ） A. B. C. D. 71如果模型yt=b0+b1xt+ut存在序列相關(guān)，則（ D ）。 A. cov(xt, ut)=0 B. c

18、ov(ut, us)=0(ts) C. cov(xt, ut)0 D. cov(ut, us) 0(ts) 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)）（ B ）。 ADW0 B0 CDW1 D1 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 ）。 Autut1+vt Butut1+2ut2+vt Cutvt Dutvt+2 vt-1 + 74DW的取值范圍是（ D ）。 A-1DW0 B-1DW1 C-2DW2 D0DW4 75當(dāng)DW4時(shí)，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

19、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DW2.3。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 ）。 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（ 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(duì)于原模型yt=b0+b1xt+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)問題適用于下列哪種情況（ B ）。 A0 B1 C-10 D01 80定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由

20、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)過剩，經(jīng)營人員會(huì)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(jī)解釋變量問題 81根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)后計(jì)算得DW1.4，已知在5%的置信度下，dl=1.35,du=1.49,則認(rèn)為原模型（ D ）。 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）,則下列明顯錯(cuò)誤的是（ B ）。 A0.8，DW0.4 B-0.8，DW

21、-0.4 C0，DW2 D1，DW0 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（ B ）。 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（ D ） A線性 B無偏性 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（ C ）。 A大于 B小于 C大于5 D小于5 86模型中引入實(shí)際上與解釋變量有關(guān)的變量，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)的OLS估計(jì)量方差（ A ）。 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)

22、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(yán)重的（ C ）。 A異方差問題 B序列相關(guān)問題 C多重共線性問題 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( 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(yán)重的多重共線性時(shí)，參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差（ A ）。 A變大 B變小 C無法估計(jì) D無窮大 91完全多重共線性時(shí)，下列判斷不正確的是（ D ）。 A參數(shù)無法估計(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

23、計(jì)算模型的擬合程度 92設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)中，消費(fèi)支出不僅與收入x有關(guān)，而且與消費(fèi)者的年齡構(gòu)成有關(guān)，若將年齡構(gòu)成分為小孩、青年人、成年人和老年人4個(gè)層次。假設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，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（ C ） 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（ 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(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

24、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( 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，若遺漏了解釋變量X2，且X1、X2線性相關(guān)則的普通最小二乘法估計(jì)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(gè)無關(guān)的解釋變量(C ) 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)量有偏，同時(shí)精度下降98設(shè)消費(fèi)函數(shù)，其中虛擬變量，如果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明成立，則東中部的消費(fèi)函數(shù)與西部的消費(fèi)函數(shù)是(D )。 A.

25、 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 ) 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(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( B )。 A.m B.m-1 C.m-2 D.m+1 102設(shè)某商品需求模型為，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

26、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(duì)于模型，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（ 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 D.不完全多重共線性 104. 設(shè)消費(fèi)函數(shù)為，其中虛擬變量，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)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費(fèi)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(duì)于分布滯后模型，時(shí)間序列資料的序列相關(guān)問題，就轉(zhuǎn)化

27、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(jī)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 D 108對(duì)于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計(jì)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變換模型參數(shù)的普通最小二乘估計(jì)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下列屬于有限分布滯后模型的是（ D ）。 A B C D 111消費(fèi)函數(shù)模型，其中為收入，則當(dāng)期收入對(duì)未來消費(fèi)的影響是：增加一單位，增加（ C ）。 A0.5個(gè)單位 B0.3個(gè)單位 C0.1

28、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（ 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(xiàng)式滯后模型 113有限多項(xiàng)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(xiàng)式，從而克服了原分布滯后模型估計(jì)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參數(shù)過多難估計(jì)問題 114分布滯后模型中，為了使模型的自由度達(dá)到30，必須擁有多少年的觀測(cè)資料（ D ）。 A32 B33 C34 D38115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（C）。 A恰好識(shí)別 B過度識(shí)別 C不可識(shí)別 D可以識(shí)別116下

29、面關(guān)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(duì)被解釋的變量的總影響 C簡化式參數(shù)是結(jié)構(gòu)式參數(shù)的線性函數(shù) D簡化式模型的經(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：( B ) 。 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( 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如果某個(gè)結(jié)構(gòu)式方程是過度識(shí)別的，則估計(jì)該方程參數(shù)的方法可用（ A ）。 A二階段最

30、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(gè)方程是不可識(shí)別的，則該模型是( B ) 。 A可識(shí)別的 B不可識(shí)別的 C過度識(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(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在完備的結(jié)構(gòu)式模型 中，外生變量是指（ D ）。 AYt BYt 1 CIt DGt 123在完備的結(jié)構(gòu)式模型中，隨機(jī)方程是指（ D ）。 A方程1 B方程2 C方程3 D方程1和2 124聯(lián)立方程模型中不屬于隨機(jī)方程的是（D ）。 A行為方程 B技術(shù)方程 C制度

31、方程 D恒等式 125結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)式參數(shù) D簡化式參數(shù) 126簡化式參數(shù)反映對(duì)應(yīng)的解釋變量對(duì)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(duì)于恰好識(shí)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(jì)量具備（ D ）。 A精確性 B無偏性 C真實(shí)性 D一致性二、多項(xiàng)選擇題（每小題2分） 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（ ADE ）。 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（ AC ）。 A理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) B狹義計(jì)量經(jīng)

32、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) 3從學(xué)科角度看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為（ BD ）。 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（ 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(jì)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(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（ ABCDE ）。 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（

33、 ABCD ）。 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)（ BCD ）。 A確定性 B經(jīng)驗(yàn)性 C隨機(jī)性 D動(dòng)態(tài)性 E靈活性 9一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，可作為解釋變量的有（ 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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用在于（ ABCD ）。 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?11下列哪些變量屬于前定變量( CD )。 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)(ABCD )。 A折舊

34、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(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(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(ABE )。 A無偏性 B有效性 C一致性 D確定性 E線性特性 15指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系（ ACD ）。 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)成績總分與各門課程分?jǐn)?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(shí)

35、際觀測(cè)值，表示OLS估計(jì)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(jì)回歸值，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（ AC ）。 A B C D E 19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（ BE ）。 A B C D E 20回歸分析中估計(jì)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(jì)法 D極大似然法 E矩估計(jì)法 21用OLS法估計(jì)模型的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無偏估計(jì)量，則要求（ ABCDE ）。 A B C D服從正態(tài)

36、分布 EX為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)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（ 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(jì)的直線具有以下特性（ ABDE ）。 A通過樣本均值點(diǎn) BC D E 24由回歸直線估計(jì)出來的值（ ADE ）。 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Y E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（ 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(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，回歸變差可以表示為（ ABCDE ）

37、。 A B C D E 27對(duì)于樣本回歸直線，為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中，正確的有（ ABCDE ）。 A B C D E 28下列相關(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(jì)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(dá)式有（ BCD ）。 A B C D E 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（ BC ）。 A B C D E 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（ AB ） A

38、.直接置換法 B.對(duì)數(shù)變換法 C.級(jí)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(duì)模型進(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（ BCD ）。 A. B. C. D. E. 36. 剩余變差是指（ ACDE ）。 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

39、（或回歸平方和）是指（ BCD ）。 A. 被解釋變量的實(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)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（ 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(rèn)為參數(shù)是顯著的。（3分） （2）由于，故。（3分） （3）回歸模型R2=0.81

40、，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已知估計(jì)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)：=0.8688（3分） 相關(guān)系數(shù)：（2分 7根據(jù)容量n=30的樣本觀測(cè)值數(shù)據(jù)計(jì)算得到下列數(shù)據(jù)：，試估計(jì)Y對(duì)X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)是從某個(gè)行業(yè)5個(gè)不同的工廠收集的，請(qǐng)回答以下問題：總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y8044517061X1246118 （1）估計(jì)這個(gè)行業(yè)的線性總成本函數(shù)： （2）的經(jīng)濟(jì)含義是什么？答： （1）由于， 得： （3分） （2分） 總

41、成本函數(shù)為：（1分） （2）截距項(xiàng)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)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有10戶家庭的收入（X，元）和消費(fèi)（Y，百元）數(shù)據(jù)如下表： 10戶家庭的收入（X）與消費(fèi)（Y）的資料X20303340151326383543Y7981154810910若建立的消費(fèi)Y對(duì)收入X的回歸直線的Eviews輸出結(jié)果如下：Dependent Variable: YVariableCoefficientStd. ErrorX0.0.C2.0.R-squared0. S.D. dependent va

42、r2.Adjusted R-squared0. F-statistic75.55898Durbin-Watson stat2. Prob(F-statistic)0. （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(yàn)參數(shù)的顯著性。（，） 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)，即表明斜率項(xiàng)顯著不為0，家庭收入對(duì)消費(fèi)有顯著影響。（2分）對(duì)于截距項(xiàng)，即表明截距項(xiàng)也顯著不為0，通過了顯著性檢驗(yàn)。（2分） 10已知相關(guān)系數(shù)r0.6，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，樣本容量n=62。 求

43、：（1）剩余變差；（2）決定系數(shù)；（3）總變差。 答：（1）由于，。（4分） （2）（2分） （3）（4分） 11在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料： 。 （1）計(jì)算Y對(duì)X的回歸直線的斜率系數(shù)。 （2）計(jì)算回歸變差和剩余變差。 （3）計(jì)算估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。 答：（1）11.38 （2分） （2分） 斜率系數(shù)：（1分） （2）R2=r2=0.92=0.81， 剩余變差：（1分） 總變差：TSSRSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32（2分） （3）（2分） 12根據(jù)對(duì)某企業(yè)銷售額Y以及相應(yīng)價(jià)格X的11組觀測(cè)資料計(jì)算： （1）估計(jì)銷售額對(duì)價(jià)格的回歸直線； （2）當(dāng)價(jià)格為X110

44、時(shí)，求相應(yīng)的銷售額的平均水平，并求此時(shí)銷售額的價(jià)格彈性。 答：（1）（3分） （2分） 故回歸直線為， （2）（2分） 銷售額的價(jià)格彈性0.072（3分） 13假設(shè)某國的貨幣供給量Y與國民收入X的歷史如系下表。 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(jì)貨幣供給量Y對(duì)國民收入X的回歸方程，利用Eivews軟件輸出結(jié)果為：De

45、pendent Variable: YVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X1.0.14.551270.0000C0.0.0.0.5444R-squared0. Mean dependent var8.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var2.S.E. of regression0. F-statistic211.7394Sum squared resid2. Prob(F-statistic)0.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1

46、997年國民收入達(dá)到15，那么應(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(xiàng)p值0.0000，表明截距項(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)國民收入為0時(shí)的貨幣供應(yīng)量水平，此處沒有實(shí)際意義。斜率項(xiàng)1.968表明國民收入每增加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)，即應(yīng)將貨幣供應(yīng)量定在29.873的水平。（3分） 15下面數(shù)據(jù)是依據(jù)10組X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(jì)值； 答：由已知條件可知， （3分） （3分） （2分） （2分） 16.根據(jù)某地196119

47、99年共39年的總產(chǎn)出Y、勞動(dòng)投入L和資本投入K的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)得出了下列回歸方程： (0.237) (0.083) (0.048) ，DW=0.858 式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。 (1)解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義； (2)系數(shù)的符號(hào)符合你的預(yù)期嗎？為什么？ 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)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)資本產(chǎn)出彈性為0.384（2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)（t檢驗(yàn)）（5分，要

48、求能夠把t值計(jì)算出來）。 17.某計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾用19211941年與19451950年（19421944年戰(zhàn)爭(zhēng)期間略去）美國國內(nèi)消費(fèi)和工資收入、非工資非農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)收入的時(shí)間序列資料，利用普通最小二乘法估計(jì)得出了以下回歸方程： 式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。試對(duì)該模型進(jìn)行評(píng)析，指出其中存在的問題。 答：該消費(fèi)模型的判定系數(shù)，統(tǒng)計(jì)量的值，均很高，表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：， ， 除外，其余T值均很小。工資收入的系數(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，

49、消費(fèi)支出增長將超過一美元，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，非工資非農(nóng)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，不同收入部分之間的相互關(guān)系掩蓋了各個(gè)部分對(duì)解釋消費(fèi)行為的單獨(dú)影響。（3分） 18.計(jì)算下面三個(gè)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(gè)數(shù)。 （1） （2） （3） 答: (1)（3分） (2)；負(fù)值也是有可能的。（4分） (3) 19.設(shè)有模型，試在下列條件下: = 1 * GB3 = 2 * GB3 。分別求出，的最小二乘估計(jì)量。 答：

50、當(dāng)時(shí)，模型變?yōu)?，可作為一元回歸模型來對(duì)待 （5分） 當(dāng)時(shí)，模型變?yōu)?同樣可作為一元回歸模型來對(duì)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(jià)格、氣溫、附近餐廳的盒飯價(jià)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(jìn)行回歸分析；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(jì)算機(jī)被一次病毒侵犯，所有的存儲(chǔ)丟失，無法恢復(fù)，你不能說出獨(dú)立變量分別代表著哪一項(xiàng)！下面是回歸結(jié)果（括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差）： （2.6） (6.3) (0.61) (5.9) 要求：（1）試判定每項(xiàng)結(jié)果對(duì)應(yīng)著哪一個(gè)變量？（2）對(duì)你的判定結(jié)論做出說明。 答：（1）是盒飯價(jià)格，是氣溫，是學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量，是附

51、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；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；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)格的反應(yīng)會(huì)比對(duì)氣溫的反應(yīng)更靈敏一些，所以是盒飯價(jià)格，是氣溫。 22.設(shè)消費(fèi)函數(shù)為，其中為消費(fèi)支出，為個(gè)人可支配收入， 為隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且（其中為常數(shù)）。試回答以下問題：（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(jì)量的表達(dá)式。 解：（一）原模型： （1）等號(hào)兩邊同除以， 新

52、模型：（2） （2分） 令 則：（2）變?yōu)?（2分） 此時(shí)新模型不存在異方差性。（2分） （二）對(duì)進(jìn)行普通最小二乘估計(jì) 其中 （4分）（進(jìn)一步帶入計(jì)算也可） 33以某地區(qū)22年的年度數(shù)據(jù)估計(jì)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；X1為總收入；X2為平均月工資率；X3為地方政府的總支出。（1）試證明：一階自相關(guān)的DW檢驗(yàn)是無定論的。（2）逐步描述如何使用LM檢驗(yàn) 答：（1）查表得臨界值，。正位于1.05和1.66之間，恰是D-W檢驗(yàn)的無判定區(qū)域，所以一階自相關(guān)的DW檢驗(yàn)是無定論的。（3分） （2）對(duì)于模型，設(shè)自相關(guān)的形式為 假設(shè)，（1分）

53、LM檢驗(yàn)檢驗(yàn)過程如下：首先，利用OLS法估計(jì)模型，得到殘差序列；(2分）其次，將關(guān)于殘差的滯后值進(jìn)行回歸，并計(jì)算出輔助回歸模型的判定系數(shù)；(2分）最后，對(duì)于顯著水平，若大于臨界值，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？ （3）ESS和RSS的自由度各是多少？ （4）求和？ 答：（1）總離差(TSS)的自由度為n-1，因此樣本容量為15；（2分） （2）RSS=TSS-ESS=

54、66042-65965=77；（2分） （3）ESS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(fèi)性支出資料，按照凱恩斯絕對(duì)收入假說建立的消費(fèi)函數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為： ； ； 其中：是居民人均可支配收入，是居民人均消費(fèi)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(yàn)該模型是否存在異方差性； 答：（1）0.722是指，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每變動(dòng)一個(gè)單位，人均消費(fèi)性支出資料平均變動(dòng)0.722個(gè)單位，也即指邊際消費(fèi)傾

55、向；137.422指即使沒有收入也會(huì)發(fā)生的消費(fèi)支出，也就是自發(fā)性消費(fèi)支出。（3分） (2) 在線性回歸模型中，如果隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差不是常數(shù)，即對(duì)不同的解釋變量觀測(cè)值彼此不同，則稱隨機(jī)項(xiàng)具有異方差性。（3分） (3) 存在異方差性，因?yàn)檩o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(yàn)就是這樣的檢驗(yàn)過程。 43. 試在家庭對(duì)某商品的消費(fèi)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(duì)消費(fèi)需求的影響，并寫出各類消費(fèi)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： 假定我們要用多項(xiàng)式階數(shù)為2的有

56、限多項(xiàng)式估計(jì)這個(gè)模型，并根據(jù)一個(gè)有60個(gè)觀測(cè)值的樣本求 出了二階多項(xiàng)式系數(shù)的估計(jì)值為：00.3，1 0.51，2 =0.1， 試計(jì)算 ( = 0, 1, 2, 3) 答：根據(jù)階數(shù)為2的Almon多項(xiàng)式：，=0,1,2,3（3分）； 可計(jì)算得到的估計(jì)值： 000.3（3分）； 10120.91（3分）； 2021421.72（3分）； 3031922.73 46已知某商場(chǎng)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(xiàng)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(xiàng)式變換模型的估計(jì)式為 請(qǐng)寫出分布滯后模型的估計(jì)式 解：（1）分布滯后模型為（2分） （2）

57、由已知估計(jì)式可知：00.53，10.80，2-0.33（1分）， 根據(jù)階數(shù)為2的Almon多項(xiàng)式：，i=0,1,2（3分）； 可計(jì)算得到i的估計(jì)值： 000.53（3分）； 10121.00（3分）； 2021420 47考察下面的模型 式中為投資，為收入，為消費(fèi)，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(shí)別狀況； （3）選擇最適合于估計(jì)可識(shí)別方程的估計(jì)方法。 解：（1）內(nèi)生變量為，前定變量為， （6） （2）消費(fèi)方程為過度識(shí)別，投資方程是恰好識(shí)別；（6分） （3）消費(fèi)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：

58、消費(fèi)函數(shù)： 投資函數(shù)： 恒等式： 其中，為消費(fèi)，為投資，為收入，為政府支出，和為隨機(jī)誤差項(xiàng)，請(qǐng)回答： （1）指出模型中的內(nèi)生變量、外生變量和前定變量 （2）用階條件和秩條件識(shí)別該聯(lián)立方程模型 （3）分別提出可識(shí)別的結(jié)構(gòu)式方程的恰當(dāng)?shù)墓烙?jì)方法 解：（1）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(shí)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(gè)數(shù)減1為2，故方程可識(shí)別（2）；再根據(jù)階段條件，可得方程1恰好識(shí)別（2）。 識(shí)別方程2：被斥變量的參數(shù)矩陣為 0 -1 0 10 -1 0 1 秩為1，小于方程個(gè)數(shù)減1，故方程2不可識(shí)別。（2分） 方

59、程3是恒等式，不存在識(shí)別問題（1分）； 因此，整個(gè)模型不可識(shí)別（1分）1、為了研究我國經(jīng)濟(jì)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)Method: 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

60、var10.53Adjusted R-squared0.983 S.D. dependent var0.86S.E. of regression0.11 Akaike info criterion-1.46Sum 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：Log（GDP）= 6.03 + 0.65 LOG(DEBT