計量經(jīng)濟學(xué)習(xí)題

1、第 i 頁，共 9 頁計量經(jīng)濟學(xué)試題一名詞解釋經(jīng)典線性回歸模型加權(quán)最小二乘法（wls 普通最小二乘法面板數(shù)據(jù)異方差二填空1 經(jīng)典線性回歸模型yi= bo + bixi + b的最小二乘估計量bi滿足 e （ bi ） = bi, 這表示估計量 bi具備 _ 性。2 ?廣義差分法適用于估計存在 _ 問題的經(jīng)濟計量模型。3 ?在區(qū)間預(yù)測中，在其它條件不變的情況下，預(yù)測的置信概率越高，預(yù)測的精度越 _ 。4 ?普通最小二乘法估計回歸參數(shù)的基本準則是使 _ 達到最小。5 ?以 x 為解釋變量， y 為被解釋變量，將x、y 的觀測值分別取對數(shù)，如果這些對數(shù)值描成的散點圖近似形成為一條直線，則適宜配合 _

2、 模型。6. 當杜賓 -瓦爾森統(tǒng)計量d = 4 時，? = _ ，說明 _ 7?對于模型yj = 一：0 ?f ，為了考慮“地區(qū)”因素（北方、南方兩種狀態(tài)）引入 2 個虛擬變量，則會產(chǎn)生_ 現(xiàn)象。8.經(jīng)典線性回歸模型yi= bo + bixi +卩的最小二乘估計量bo、bi的關(guān)系可用數(shù)學(xué)式子表示為 。三單項選擇題1 ?截面數(shù)據(jù)是指 - - （）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. 同一時點上相同統(tǒng)計單位相同統(tǒng)計指標組成的數(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 . 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)。2 ?參數(shù)估計量？具備有效性是指 - -

3、（）a ? var（?） = 0 b.var（ ?）為最小c （ ? - j = 0 d.（ ）為最小3 . 如果兩個經(jīng)濟變量間的關(guān)系近似地表現(xiàn)為：當x 發(fā)生一個絕對量（x ）變動時 , y 以一個固定的相對量（y/y）變動，則適宜配合的回歸模型是（）a. yj 二二廠 次 和b.ln 丫廠xj 人第2頁，共 9 頁1 c. yj id. ln yj - : - in x j 亠 | j xi 4 ?在一元線性回歸模型中，不可能用到的假設(shè)檢驗是- ( ) a . 置信區(qū)間檢驗b.t 檢驗 c.f 檢驗d.游程檢驗5. 如果戈里瑟檢驗表明，普通最小二乘估計的殘差項有顯著的如下性質(zhì)：2 ej =1

4、.25+0.4xi，則用加權(quán)最小二乘法估計模型時，權(quán)數(shù)應(yīng)選擇- - ( ) 5 （y? _y）2/ 2 f = # - =8.56，而理論分布值f0.05（2,27）=3.35 , 則可以判斷（）、yj - ）/27a. -1 = 0成立b. = 0 成立c.， 1 = ： 2 = 0 成立d. 二冷 =0 不成立7 . 為描述單位固定成本( y) 依產(chǎn)量 ( x ) 變化的相關(guān)關(guān)系，適宜配合的回歸模型是：a. yj八xj十b.yj = ：in xj jc. 1yj jxjd. in yj = ：in xj j8?根據(jù)- 個 n-30 的樣本估計y ?0x je匚后計算得 d-1.4 ，已知在

5、 95% 的置信度下，d l - 1.35, du =1.49，則認為原模型- - ( ) a ?存在正的一階線性自相關(guān)b.存在負的一階線性自相關(guān)c ?不存在一階線性自相關(guān)d.無法判斷是否存在一階線性自相關(guān)9. 對于yj=氏+岡 xj +ej，判定系數(shù)為0.8 是指 - ()a ?說明 x 與 y 之間為正相關(guān)b.說明 x 與 y 之間為負相關(guān)c. y 變異的 80%能由回歸直線作出解釋d . 有 80%的樣本點落在回歸直線上10. 線性模型y =卩0 + p1x1 p2x2j+片不滿足下列哪一假定，稱為異方差現(xiàn)象- ( ) a. c v(f j) =0 b.var(j)=匚2(常數(shù))1 xj

6、 b. xj2c. 1d. 1.25 0.4x2 1 2 1.25 0.4xj26 . 對于yj = y泌十2x2j，利用30 組樣本觀察值估計后得第3頁，共 9 頁1 北萬11. 設(shè)消費函數(shù)yj =口0 + bxj +比，其中虛擬變量d =亠、，如果統(tǒng)計0 南方檢驗表明宀統(tǒng)計顯著，則北方的消費函數(shù)與南方的消費函數(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12. 在建立虛擬變量模型時，如果一個質(zhì)的變量有m 種特征或狀態(tài)，則一般引入幾個虛擬變量： - ( ) a. m b.m+1 c.m 1 d. 前三項均可13. 在模型in yi=l n 0.1 nxj . + 中

7、， -1為 - ( ) a. x 關(guān)于 y 的彈性b.x 變動一個絕對量時y 變動的相對量c. y 關(guān)于 x 的彈性d.y 變動一個絕對量時x 變動的相對量14. 對于yj二？? e，以 s 表示估計標準誤差，y?i表示回歸值，則 ( ) 15. - 經(jīng)濟計量分析工作的基本工作步驟是 ( ) a . 設(shè)定理論模型t收集樣本資料t估計模型參數(shù)t檢驗?zāi)Ｐ蚥. 設(shè)定模型t估計參數(shù)t檢驗?zāi)Ｐ蛅應(yīng)用模型c. 理論分析t數(shù)據(jù)收集t計算模擬t修正模型d. 確定模型導(dǎo)向t確定變量及方程式t應(yīng)用模型c cov(xi)= 0 d. cov (x1i , x2i ) = 0a. s=0 時， (yj yt) =0

8、n b.s=0 時， (丫_y?)2 =0 i呂c. s=0 時， (yi -y?)為最小d.s=0 時，j (yi-y?)2為最小i=1 第4頁，共 9 頁16. 產(chǎn)量 (x，臺 )與單位產(chǎn)品成本(y, 元/臺) 之間的回歸方程為: 這說明 ( ) a. 產(chǎn)量每增加一口，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5 個百分點b. 產(chǎn)量每增加一口，單位產(chǎn)品成本減少1.5 元c. 產(chǎn)量每增加一口，單位產(chǎn)品成本減少1.5 個百分點d. 產(chǎn)量每增加口，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5 元17. 下列各回歸方程中，哪一個必定是錯誤的( ) a.w=30 0.2xirxy = 0.8 b.y? - -75 1.5xc. y =

9、5 -2.%4丫=0.78 d.y? = -12 -3.5xj4 356-1.5x ,xy = 0.91 rxy - -0.96 第5頁，共 9 頁18. 用一組有 28 個觀測值的樣本估計模型yj = yxj ?叫后，在 0.05 的顯著性水平下對 : 1的顯著性作 t 檢驗，則 :1顯著地不等于0 的條件是統(tǒng)計量t 大于（）c. to.o25（26）d. to.o5（26）dw 統(tǒng)計量來檢驗（ 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）yt 八“o（1 1 （xt -xt）（ 匕 八八 ）四、簡答計算題1. 簡述 f 檢驗的意圖及其與t 檢驗的關(guān)系。2. 簡述計量回歸中存在

10、高度多重共線性（不是完全共線性）的后果。3. 某樣本的容量為20 （包含 20 個觀察值），采用y=b+b2x1t+ t作回歸，根據(jù)回歸結(jié)果已知： ess=602.2 , tss=678.6 ，求： rss; ess 與 rss 的自由度； 求 f 值 檢驗零假設(shè)： b2= ba=0o （提示： ess 是分子自由度， rss 是分母自由度）4.1980 到 1999 年我國的進口支出（y）與個人可支配收入（x）的數(shù)據(jù)如下表：根據(jù)一元線性回歸模型yt=b+bx+ 卩t，得到擬合直線及相關(guān)數(shù)據(jù)如下：y （h）t=-261+0.25xt r 2=0.9388 注：y （ h）表示y 的擬合值。se

11、= （31.327 ） （ 0.015 ）（括號內(nèi)數(shù)據(jù)表示對應(yīng)估計量的標準差）1980-1999 年我國進口支出與個人可支配收入數(shù)據(jù)表單位： 10 億元年份yx年份yx1980135155119902742167198114415991991277221219821501668199225322141983166172819932582248a. to.o25(28) b. to.o5(28) 19?下列哪種形式的序列相關(guān)可用a. 叫- - tj vtb. 叫二 3 八叫八 -m 20. 對于原模型yt b. vt d. 叫=qvt . 2vt_!- yt = 一 o ,f(xt) 1xt o

12、.f(xt) ?，一階差分模型是指（xt - -11.f(xt) . f(xt) c.：yt =20 uxt 第6頁，共 9 頁198418017971994249226119852081916199528223311986211189619963512469198718719311997367254219882512001199841226401989259206619994392686對 xt的回歸系數(shù)作假設(shè)檢驗。（為了簡單起見，只考慮雙邊檢驗）對 b2建立一個 95%的置信區(qū)間，并檢驗零假設(shè)：b2=0；對 x 的回歸系數(shù)作t 檢驗，檢驗零假設(shè)：b=0; 對 x 的回歸系數(shù)作t 檢驗，檢驗

13、零假設(shè)：b=0.2 。（已知置信水平為95%時：d.f=17,t 臨界=2.11 ； d.f=18,t 臨界=2.10 ； d.f=19,t 臨界=2.09 ；d.f=20,t 臨界=2.08 ）5、家庭消費支出（ y ）、可支配收入（x,）、個人個財富（x2）設(shè)定模型如下 : y 二札 ? -xi ? -2x2i - ji 回歸分析結(jié)果為 : ls / depe ndent variable is ydate: 18/4/02 time: 15:18sample: 1 10in cluded observati ons: 10variablecoefficie ntstd. error t-

14、statisticprob.c24.40706.9973 30.0101x2-0.34010.4785 0.5002x20.08230.0458 30.1152r-squared0.9653mean depe ndent var111.1256adjusted r-squared0.9320s.d. dependent var31.4289s.e. of regressi on6.5436akaike info criterion4.1338sum squared resid342.5486schwartz criteri on4.2246log likelihood-31.8585f-sta

15、tistic87.3336durbin-wats on stat2.4382prob(f-statistic)0.0001回答下列問題（1 ）請根據(jù)上表中已由數(shù)據(jù)，填寫表中畫線處缺失結(jié)果。（2）模型是否存在多重共線性？為什么？（3） 模型中是否存在自相關(guān)？為什么？在 0.05 顯著性水平下， dl 和 du 的顯著性點k=1k=2第7頁，共 9 頁ndldudldu90.8241.320.6291.699100.8791.320.6971.641110.9271.3240.6581.604備注：上表中的k 是指不包含常數(shù)項的解釋變量的個數(shù)。6、多重共線性的實際后果。7、列舉說明異方差的診斷方法

16、。&敘述對數(shù)線性模型的特點及其應(yīng)用。9、簡要敘述用計量經(jīng)濟學(xué)研究問題的若干步驟。10、 以樣本容量為30 的樣本為分析對象，做二元線性回歸，試完成下列表格。1-3 題只需將答案填在空格即可， 4-5 題需寫出簡單計算過程。方差來源平方和（ ss）自由度（ d.f）ess103.50（1）rss（2）tss110.00（3）判定系數(shù)氏（4）聯(lián)合假設(shè)檢驗統(tǒng)計量f 值（5）五、判斷1. 總離差平方和可分解為回歸平方和與殘差平方和。（）2. 整個多元回歸模型在統(tǒng)計上是顯著的意味著模型中任何一個單獨的解釋變量均是統(tǒng)計顯著的。（）3. 多重共線性只有在多元線性回歸中才可能發(fā)生。（）4. 通過作解釋

17、變量對時間的散點圖可大致判斷是否存在自相關(guān)。（）5. 在計量回歸中，如果估計量的方差有偏，則可推斷模型應(yīng)該存在異方差（）6. 存在異方差時，可以用廣義差分法來進行補救。（）7. 當經(jīng)典假設(shè)不滿足時，普通最小二乘估計一定不是最優(yōu)線性無偏估計量。（）8. 判定系數(shù)檢驗中，回歸平方和占的比重越大，判定系數(shù)也越大。（）9. 可以作殘差對某個解釋變量的散點圖來大致判斷是否存在自相關(guān)。（）10. 遺漏變量會導(dǎo)致計量估計結(jié)果有偏。（）參考答案一名詞解釋1. 當線性回歸模型中隨機誤差項ui滿足下列五個條件時，該模型被稱為古典線性回第8頁，共 9 頁歸模型。 (1) e(卩 i)=0 ( 2) covg i,

18、xi )=0 ( 3) var(卩 i)= s 2 =常數(shù)(4) cov( u i,卩 j )=0 ( 5) ui服從正態(tài)分布2. 是回歸模型中存在異方差時的補救措施?；舅悸窞椋簩貧w模y =b+bx+u，設(shè)誤差項ui的方差與解釋變量x 存在相關(guān)性，且var( u i)= s i2=s 2* f(xi), 用 f(xi)去除原模型兩邊得：y 1 x 丄b1 b2 ,f(xi) . 、f(xi) . f (xi) . f(x由于: 1 12 2 var(i ) varli) - f(xjt .f(xi) f(xi) f(xi) 為常數(shù)，因此，新回歸模型是一個沒有截距項的滿足所有經(jīng)典假設(shè)的線性模

19、型。普通最小二乘法中，對每一觀察點的殘差賦予同樣的權(quán)數(shù)對不同觀察點的殘差賦予不同的權(quán)數(shù)，通過相對重視小誤差的觀察點，輕視大誤差的觀察點，以達到提高估計精度的目的。3、普通最小二乘法是選擇合適的參數(shù)使得觀察值的殘差平方和最小。4、面板數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)與橫截面數(shù)據(jù)的綜合。5、異方差是誤差項方差隨著某個解釋變量的變化而變化。二填空n co 1. 無偏 2. 自相關(guān) 3?低 4. a (yi-y? )25. 雙對數(shù) 6. -1 , 存在完全負的自相關(guān)7. 多i勻重共線性8. b1 = y-b2x 三單項選擇題i. a 2. b 3. b 4. d 5. c 6. d 7. c 8. d 9. c 1

20、0. b ii. a 12. c 13. c 14 . b 15. b 16. d 17. c 18 . c 19 . a 20 . b 四簡答計算題1.基本意圖： ( 1)計算 f 統(tǒng)計量； ( 2)查表得出 f 臨界值； ( 3) 作出判斷：若f 值大于等于 f 臨界值，則拒絕零假設(shè)。f 檢驗與 t 檢驗的關(guān)系：f 檢驗和 t 檢驗的對象不同：1, 而加權(quán)最小二乘法中, 第9頁，共 9 頁f 檢驗的對象是：h 6 卜 1 = ：2 = 0 t 檢驗的對象是：h0j =0,（j =1, 2 ） 當對參數(shù)二和遼的 t 檢驗均顯著時， f 檢驗一定是顯著的。 但是，當 f 檢驗顯著時，并不意味著對打和- 的 t 檢驗一定是顯著的，可能 的情況有三種：對 、的檢驗顯著，但對一：2的檢驗不顯著；對-1的檢驗不顯著，但對一：2的 檢驗顯著；對 | 亠和一：2的檢驗均顯著。2.（1）普通最小兒乘法估計量的方差較大；（2）