計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試卷匯總_(含答案)

1、.選擇題（單選題 110 每題 1 分，多選題 1115 每題 2 分，共 20 分） 1、 在多元線性回歸中，判定系數(shù)r2隨著解釋變量數(shù)目的增加而 b a.減少 b增加 c不變 d變化不定 2、 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1，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擬合優(yōu)度低 3、 經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型是指 d a.投入產(chǎn)出模型 b.數(shù)學(xué)規(guī)劃模 c.模糊數(shù)學(xué)模型 d.包含隨機(jī)方程的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型 4、 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 5、 將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量，這樣的

2、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 6、 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ln y=5+0.75lnx,這表明人均收入每增加1%，人均消費(fèi)支出將預(yù)期增加 b a0.2% b0.75% c5% d7.5% 7、 對(duì)樣本相關(guān)系數(shù)r，以下結(jié)論中錯(cuò)誤的是 d a 越接近于1，y與x之間線性相關(guān)程度越高 b 越接近于0，y與x之間線性相關(guān)程度越弱 c-1r1 d若r=0,則x與y獨(dú)立 8、 當(dāng)dw>4-dl，則認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)i a不存在一階負(fù)自相關(guān) b無一階序列相關(guān) c存在一階正自相關(guān) d存在一階負(fù)自相關(guān) 9、 如果回歸模型包含二個(gè)質(zhì)的因

3、素，且每個(gè)因素有兩種特征，則回歸模型中需要引入 a一個(gè)虛擬變量 b兩個(gè)虛擬變量 c三個(gè)虛擬變量 d四個(gè)虛擬變量 10、 線性回歸模型 中，檢驗(yàn)h0: bi =0（i=1，2，,k）時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量t = bi 服從 var(bi )a.t(n-k+1) b.t(n-k-2) c.t(n-k-1) d.t(n-k+2) 11、 對(duì)于經(jīng)典的線性回歸模型，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abc a無偏性 b有效性 c一致性 d確定性 e線性特性 12、 經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型主要應(yīng)用于abcd a經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè) b經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析 c評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策 d政策模擬 13、 常用的檢驗(yàn)異方差性的方法有 abc、

4、 a戈里瑟檢驗(yàn) b戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn) c懷特檢驗(yàn) ddw檢驗(yàn) e方差膨脹因子檢測(cè) 14、 對(duì)分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，會(huì)遇到的困難有bce a不能有效提高模型的擬合優(yōu)度 b難以客觀確定滯后期的長(zhǎng)度 c滯后期長(zhǎng)而樣本小時(shí)缺乏足夠自由度 d滯后的解釋變量存在序列相關(guān)問題 e解釋變量間存在多重共線性問題 15、 常用的檢驗(yàn)自相關(guān)性的方法有bcd a特征值檢驗(yàn) b偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn) c布羅斯戈弗雷檢驗(yàn) ddw檢驗(yàn) e懷特檢驗(yàn) 二、判斷正誤（正確打，錯(cuò)誤打×，每題 1 分，共 10 分，答案填入下表） 1、 在存異方差情況下采用的普通最小二乘回歸估計(jì)是有偏估計(jì) 2、 dw統(tǒng)計(jì)

5、量的值接近于2，則樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)r 近似等于0 3、 方差膨脹因子檢測(cè)法可以檢測(cè)模型的多重共線性 4、 設(shè)有樣本回歸直線y =b0 +b1x, x、y 為均值。則點(diǎn)( , )一定在回歸直線上 5、回歸模型y i=b0 +b1x1i +b2x2i +ei 中，檢驗(yàn)h0:b1 = 0時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量b1 -b1 服從于 s(b1)c（2 n-2) 6、 用一階差分變換消除自相關(guān)性是假定自相關(guān)系數(shù)為 1。 7、 解釋變量 x 為非隨機(jī)變量，則解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)。 8、 在eviews中，常利用scat命令繪制趨勢(shì)圖。 9、 懷特檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性的方法之一。 10

6、、 多重共線性的存在會(huì)降低ols估計(jì)的方差。 三、填空題（每空 2 分，共 20 分） 1、 古典回歸模型假定中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的方差等于常數(shù)的假定被破壞，則稱模型出現(xiàn)了 異方差性 。 2、 方差膨脹因子(vif)的倒數(shù)稱為 容許度 3、 采用dw檢驗(yàn)自相關(guān)時(shí)，dw值的范圍是 0dl 時(shí)，認(rèn)為存在正自相關(guān)。 4、 判定系數(shù)r2可以判定回歸直線擬合的優(yōu)劣，又稱為 模型的可解釋程度 。 5、 在eviews軟件中，建立工作文件的命令是_create_。 6、 在古典回歸模型假定中，要求隨機(jī)誤差項(xiàng)之間 互不相關(guān) 。 7、 若一元線性回歸模型 y i=b0 +b1xi +ei 存在一階、二階自相關(guān)性，使用

7、廣義差分變換，變換后的被解釋變量 y*=y1yt-12yt-2 。 8、 對(duì)于有限分布滯后模型，解釋變量的滯后長(zhǎng)度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)的容量就會(huì) 減少一個(gè) 。 9、 設(shè)某城市的微波爐需求函數(shù)為 lny =120+0.5ln x -0.2ln p，其中：y 為需求，x 為消費(fèi)者收入，p 為價(jià)格。在 p 上漲 10%的情況下，收入必須 4% ，才能保持原有的需求水平。 10、 若有若干年的某經(jīng)濟(jì)變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有 1 月、5 月、10 月、12 月表現(xiàn)出季節(jié)變動(dòng)，則應(yīng)引入的虛擬變量個(gè)數(shù)為 4 。 四、分析題（40 分） 1、根據(jù)8個(gè)企業(yè)的廣告支出x和銷售收入y的資源，求得：, , ,

8、 , 試用普通最小二乘法確定銷售收入y對(duì)廣告支出x的回歸直線，并說明其經(jīng)濟(jì)含義。（6分） 2、 根據(jù)某地共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：（6分） (-16.616） (17.470) (8.000) r2=0.9946 , dw=0.858。 式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的t檢驗(yàn)值。在5%的顯著性水平之下，查t分布表 t0.025(36)=2.030，由dw檢驗(yàn)臨界值表，得dl=1.38，du=1.60。問： (1)題中所估計(jì)的回歸方程的經(jīng)濟(jì)含義； (2)該回歸方程的估計(jì)中存在什么問題? (3)應(yīng)如何改進(jìn)? 3、 yi =a+bx

9、i +ei 。樣本點(diǎn)共28個(gè)，本題假設(shè)去掉樣本點(diǎn)c8個(gè)，xi數(shù)值小的一組回歸殘差平方和為rss12579.59，xi數(shù)值大的一組回歸殘差平方和為rss263769.67。查表f0.05(10,10)=3.44。問：（6分） (1)這是何種方法，作用是什么？ (2)簡(jiǎn)述該方法的基本思想； (3)寫出計(jì)算過程，并給出結(jié)論。 4、 為研究體重與身高的關(guān)系，我們隨機(jī)抽樣調(diào)查了51名學(xué)生。(其中36名男生，l5名女生) 并得到如下兩種回歸模型：其中，w為體重(單位：磅) ；h為身高(單位：英寸)（6分） w-232.0655l十5.5662 h （模型 1） t(-5.2066) (8.6246) w-

10、122.9621十23.8238 d十3.7402 h (模型2) t(-2.5884) (4.0149) (5.1613) ì1：男生 d=í î0：女生 請(qǐng)回答以下問題： (1)你將選擇哪一個(gè)模型?為什么? (2)如果選擇了另外一個(gè)模型，將會(huì)犯什么錯(cuò)誤? (3)d的系數(shù)說明了什么? 5、利用某地區(qū)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，建立糧食生產(chǎn)函數(shù)如下：(10分) dependent variable: y = variable coefficient std. error t-statistic prob. = c 8128.791 24.95130 1.230456 0.10

11、29 l 0.543272 0.078653 1.265589 0.0875 s 3.492355 0.034267 25.79812 0.0000 = r-squared 0.991256 f-statistic 787.8341 adjusted r-squared 0.990938 prob(f-statistic) 0.000000 durbin-watson stat 1.200916 = 其中，y糧食產(chǎn)量（億斤），l農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（萬人），s播種面積（萬畝）。 （1） 寫出生成該回歸方程窗口的eviews命令； （2） 寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型； （3） 對(duì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并說明

12、檢驗(yàn)的意義； （4） 對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)（dl=1.224，du=1.553）； （5） 若存在自相關(guān)性，簡(jiǎn)述消除方法，寫出 eviews 命令。 6利用我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額y與gdp指數(shù)x的歷年統(tǒng)計(jì)資料建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型之后，再利用eviews軟件有關(guān)命令輸出殘差檢驗(yàn)的以下結(jié)果：（6分） (1)寫出產(chǎn)生該窗口的eviews命令，該結(jié)果說明了什么問題？ (2)采用什么方法修正模型？ (3)寫出使用eviews軟件估計(jì)模型時(shí)的有關(guān)命令。 五、論述題（10 分） 根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究的步驟，論述如何建立和應(yīng)用糧食需求回歸模型。 第一學(xué)期試卷答案(a) 四、分析計(jì)算題 10816208)(22

13、2-=ååxniiix y -åx i åyi6870 -108´480 1b = 2.41 （1分） åx i -n8a = y-bx=åyi -2.41åxi = 27.465 （1分） nn估計(jì)回歸方程為：y = 27.465+ 2.41x（2分） 解釋經(jīng)濟(jì)意義（2分） 2、 （1）l增長(zhǎng)（變化）1，y增長(zhǎng)（變化）1.451； k增長(zhǎng)（變化）1，y增長(zhǎng)（變化）0.384。（2分） （2） dw<dl，模型存在一階正自相關(guān)；（2分） （3） 應(yīng)采用廣義差分法修正。（2分） 3、 （1）這是gq檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)?/p>

14、型是否存在異方差性。（2分） （2） 略（2分） （3） 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量f=rss2/rss1=24.72；比較統(tǒng)計(jì)量f與臨界值f0.05(10,10)， ff0.05(10,10) 說明模型存在異方差性。（2分） 4、 (1)因?yàn)槟Ｐ?中d的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上顯著，所以選擇模型（2)；（2分） (2)遺漏了對(duì)被解釋變量有顯著影響的變量，不能反映性別因素對(duì)身高的影響，（2分） (3)總體上講，男生的體重大于女生的體重。（2分） 5、 （1）ls y c l s（1 分） Ù（2）y = 8128.791+0.5433l +3.4924s （2 分） （3） r2=0.9913，表明模型有

15、較高的擬合優(yōu)度，（1 分） f 的概率近似為 0，表明模型對(duì)總體擬合顯著（1 分） t 檢驗(yàn)：l 影響不顯著；s 影響較顯著。（1 分） （4） 由于 0<dw< dl=1.224，故模型存在一階自相關(guān)性。（2 分） （5）采用廣義差分法修正模型 ls c x ar(1) （2 分） 6、（1）ident(5) resid，該結(jié)果說明模型存在二階自相關(guān)性。（2 分） （2） 采用廣義差分法來修正投資函數(shù)模型。（2 分） （3） ls y c x ar(2) （2 分） 第一學(xué)期試卷答案(b) 選擇題（單選題 110 每題 1 分，多選題 1115 每題 2 分，共 20 分） 1在

16、c-d生產(chǎn)函數(shù)y =alakb a、a和b是彈性 b、a和a是彈性 c、a和b是彈性 d、a是彈性 2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) 3回歸分析中，用來說明擬合優(yōu)度的統(tǒng)計(jì)量為 a、相關(guān)系數(shù) b、回歸系數(shù) c、判定系數(shù) d、標(biāo)準(zhǔn)差 b4回歸模型yi =b0 +b1xi +ei 中，檢驗(yàn)h0 :b1 = 0時(shí)，所用統(tǒng)計(jì)量 s1 (-b1b)1 a、服從c2 (n- 2) b、服從t(n-1) c、服從c2 (n-1) d、服從t(n- 2) 5如果回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差，則模型參數(shù)的普通最小二乘估計(jì)量 a、無偏且有效

17、b、無偏但非有效 c、有偏但有效 d、有偏且非有效 6若回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差性，則估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用 a、普通最小二乘法 b、廣義差分法 c、加權(quán)最小二乘法 d、工具變量法 7已知dw統(tǒng)計(jì)量的值接近于2，則樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)r 近似等于 a、1 b、-1 c、0 d、0.5 8在線性回歸模型中，若解釋變量 x1 和 x 2 的觀測(cè)值成比例，即有x1i =kx2i ，其中k為非零常數(shù)，則表明模型中存在 a、多重共線性 b、方差非齊性 c、序列相關(guān) d、設(shè)定誤差 9. 設(shè)個(gè)人消費(fèi)函數(shù)yi =b0 +b1xi +ei 中，消費(fèi)支出y不僅同收入x有關(guān)，而且與消費(fèi)者年齡構(gòu)成有關(guān)

18、，年齡構(gòu)成可分為青年、中年和老年三個(gè)層次，假設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，則考慮年齡因素的影響，該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)應(yīng)為 a、1個(gè) b、2個(gè) c、3個(gè) d、4個(gè) 10在分布滯后模型yt =a+b0xt +b1xt-1 +b2xt-2 +l+et 中，短期影響乘數(shù)為 b1 b、b1 c、 b0 d、b0 a、1-a1-a11計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型主要應(yīng)用于 abcd a、經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè) b、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析 c、評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策 d、實(shí)證分析 12若e表示隨即誤差項(xiàng)，e表示殘差，則下列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的表述形式正確的有： bde a、yi =b0 +b1xi b、yi =b0 +b1xi +ei c、 yi = b0 +b

19、1xi d、 yi = b0 +b1xi e、 yi = b0 +b1xi +ei 13常用的檢驗(yàn)異方差性的方法有：abc a、戈里瑟檢驗(yàn) b、戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn) c、懷特檢驗(yàn) d、dw檢驗(yàn) e、方差膨脹因子檢測(cè) 14對(duì)自回歸模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)時(shí)，直接用dw檢驗(yàn)，則一般：ce a、dw值趨近于0 b、dw值趨近于4 c、dw值趨近于2 d、dw檢驗(yàn)有效 e、dw檢驗(yàn)無效 15對(duì)分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，會(huì)遇到的困難有：abcde a、 無法估計(jì)無限分布滯后模型參數(shù) b、 難以客觀確定滯后期長(zhǎng)度 c、 滯后期長(zhǎng)而樣本小時(shí)缺乏足夠自由度 d、 滯后的解釋變量存在序列相關(guān)問題

20、e、 解釋變量間存在多重共線性問題 二、填空（20分） 1.使用 ols 法估計(jì)古典回歸模型yi =b0 +b1xi +ei ，若ei n(0,s2)，則b1 næççb1,ss ö÷÷ø或ènæçb1, s22 ö÷÷ 。 çè å(xi - x) ø2.估計(jì)線性回歸模型時(shí)，可以將總平方和分解為回歸平方和與殘差平方和，其中回歸平方和表示被解釋變量的變化中可以用回歸模型來解釋的部分 。 3.設(shè)某商品需求函數(shù)為lny =120+

21、0.5ln x -0.2ln p，其中y為需求量，x 為消費(fèi)者收入，p為該商品價(jià)格。若價(jià)格上漲10，則需求將 下降 2 ，此時(shí)收入應(yīng)增加 4 才能保持原有的需求水平。 4.若所建模型的殘差分布呈現(xiàn)出周期性波動(dòng)、或誤差有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)，則表明模型可能存在 自相關(guān)性 或 異方差性 。 5.戈德菲爾德匡特檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)樣本容量較大、異方差性呈 遞增或遞減 趨勢(shì)變化的情況。 6.若使用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性，則在eviews軟件中，其命令為 ident resid 。 7.在模型中引入多個(gè)虛擬變量時(shí)，虛擬變量的個(gè)數(shù)應(yīng)按下列原則確定：如果有m個(gè)互斥的屬性類型，則在模型中引入 m1 個(gè)虛擬變

22、量。 8.估計(jì)模型 yt =a+b0xt +b1xt-1 +b2xt-2 +b3xt-3 +et ，假設(shè)bi 可用一個(gè)二次多項(xiàng)式逼近，則利用阿爾蒙法估計(jì)模型的eviews軟件命令為 y c pdl(x,3,2) 。 三、判斷正誤（正確打，錯(cuò)誤打×，每題 1 分，共 10 分，答案填入下表） 1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)通過建立模型定量分析經(jīng)濟(jì)變量之間的確定性關(guān)系。 2.總體回歸直線是解釋變量取各給定值時(shí)被解釋變量條件均值的軌跡。 3.使用普通最小二乘法估計(jì)模型時(shí)，所選擇的回歸模型使得所有觀察值的殘差和達(dá)到最小。 4若建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的目的是用于預(yù)測(cè)，則要求模型的遠(yuǎn)期擬合誤差較小。 5.當(dāng)å

23、(yi - y)2 確定時(shí)，å(yi - y)2 越小，表明模型的擬合優(yōu)度越好。 6.在模型中增加解釋變量會(huì)使得判定系數(shù)增大，但調(diào)整的判定系數(shù)不一定增大。 7.使用高斯牛頓迭代法估計(jì)非線性回歸模型時(shí)，只有誤差精度的設(shè)定不同會(huì)影響迭代估計(jì)的結(jié)果。 8.當(dāng)模型存在異方差性、自相關(guān)性或多重共線性時(shí)，ols估計(jì)都不再是有效估計(jì)。 9.隨著多重共線性程度的增強(qiáng)，方差膨脹因子以及系數(shù)估計(jì)誤差都在增大。 10.eviews中，利用葛蘭杰方法檢驗(yàn)變量x是否為y變化的原因時(shí)，若f統(tǒng)計(jì)量大于給定顯著水平a下的臨界值fa，則x不是y變化的原因。 五、計(jì)算分析（40分） 1.假設(shè)已經(jīng)得到關(guān)系式y(tǒng) =b0 +

24、b1x的最小二乘估計(jì)，試問：（6分） （1） 假設(shè)決定把x變量的單位擴(kuò)大10倍，這樣對(duì)原回歸的斜率和截距項(xiàng)會(huì)有什么樣的影響？如果把y變量的單位擴(kuò)大10倍，又會(huì)怎樣？ （2） 假定給x的每個(gè)觀測(cè)值都增加2，對(duì)原回歸的斜率和截距會(huì)有什么樣的影響？如果給y的每個(gè)觀測(cè)值都增加2，又會(huì)怎樣？ 2.現(xiàn)有根據(jù)中國1980-2000年投資總額x與工業(yè)總產(chǎn)值y的統(tǒng)計(jì)資料，用eviews軟件估計(jì)的結(jié)果如圖1，請(qǐng)根據(jù)要求依次答題。（18分） 圖1 （1） 寫出能得到圖1估計(jì)結(jié)果的eviews命令； （2） 根據(jù)圖1估計(jì)結(jié)果寫出相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型； （3） 對(duì)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并解釋各種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的意義；

25、（4） 模型中，解釋變量前的系數(shù)有什么含義？在經(jīng)濟(jì)學(xué)中它表示什么？（5）若給定顯著性水平a= 0.05，dl =1.22,du =1.42，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性； （6） 若本模型存在自相關(guān)性，應(yīng)該用什么方法解決？寫出本題中解決模型自相關(guān)性的 eviews 命令； （7） 用dw法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)性有什么局限性？若存在高階自相關(guān)，可以用什么方法檢驗(yàn)？ 3.已知根據(jù)我國城鎮(zhèn)居民家庭 19551985 年人均收入和人均儲(chǔ)蓄的數(shù)據(jù)資料，可以建立并估計(jì)出如下 a、b 兩種儲(chǔ)蓄模型：（6 分） a：st =-33.4+ 0.17x t t = (-2.9) (4.1) r2 0.833， dw0.398

26、b：st =-61.7 +0.256xt +55.7d-0.252dxt t = (-2.8) (8.1) (3.9) (-9.2) r2 = 0.967， dw1.67 式中，st 為人均儲(chǔ)蓄，x t 為人均收入，且以1955年的物價(jià)水平為100，從st 和 x t 中扣除了物價(jià)上漲因素，t 代表年份，d =ìí1 î0t <1979。 t ³1979試回答以下問題： （1） 你將選擇哪一個(gè)模型？為什么？ （2） 若d與dxt的影響是顯著的，則代表了什么含義； （2）寫出該儲(chǔ)蓄模型的等價(jià)形式，分析其經(jīng)濟(jì)含義； 4.現(xiàn)有某地區(qū)制造行業(yè)歷年庫存y與銷

27、售額x的統(tǒng)計(jì)資料，使用分布滯后模型建立庫存函數(shù)，若在eviews軟件中使用阿爾蒙法估計(jì)模型，設(shè)有圖2和圖3輸出，請(qǐng)依次回答問題。（10分） 圖2 圖3 （1） 寫出能得到圖2的eviews命令，并說明此命令的作用； （2） 根據(jù)圖2寫出庫存函數(shù)的設(shè)定形式； （3） 若假定該模型為解釋變量滯后3期的分布滯后模型，系數(shù)bi 可以用二次多項(xiàng)式逼近，寫出能得到圖3的eviews命令； （4） 根據(jù)圖3分別寫出阿爾蒙變化之后的模型以及原分布滯后模型； （5） 根據(jù)估計(jì)出的分布滯后模型分別求短期乘數(shù)、延期乘數(shù)、長(zhǎng)期乘數(shù)，并解釋各種乘數(shù)的含義。 第一學(xué)期試卷答案(b) 四、計(jì)算分析（40分） *為原變量x單

28、位擴(kuò)大10倍的變量，則x=x * ,于是 1（1）記 x10 y =b0 +b1x =b0 +b1 x* =b0 + b1 x* 1010可見，解釋變量的單位擴(kuò)大 10 倍時(shí)，回歸的截距項(xiàng)不變，而斜率項(xiàng)將會(huì)成為原回歸系數(shù)的1/10。（1 分） 同樣地，記y * 為原變量y單位擴(kuò)大10倍的變量，則y=y* ,于是 10y* = b0 +b1x 10即 y * =10b0 +10b1x 可見，被解釋變量的單位擴(kuò)大 10 倍時(shí)，截距項(xiàng)與斜率項(xiàng)都會(huì)比原回歸系數(shù)擴(kuò)大 10 倍。（1 分） （2）記 x *x+2，則原回歸模型為 y =b0 +b1x = b0 +b1(x* - 2)=(b0 - 2b1)

29、+b1x* 記y * y+2，則原回歸模型為 y* - 2 = b0 +b1x 即 y* =(b0 + 2)+b1x 可見，無論解釋變量還是被解釋變量以加法的形式變化，都會(huì)造成原回歸模型的截距項(xiàng)變化，而斜率不變。（4分） 2（1）ls lny c lnx （2分） (2)lny=1.4521+0.8704lnx（2分） (3)經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：解釋變量前的系數(shù)值在0到1之間，是合理的；（1分） 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：判定系數(shù)r2 值為0.9883，接近1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的近似程度較好；方程的顯著性檢驗(yàn)：f統(tǒng)計(jì)量值為1604.95，大于給定顯著性水平下的臨界值，顯著性概率為0，小于給定顯著性

30、水平0.05，表明解釋變量與被解釋變量的線性關(guān)系在總體上是顯著的；變量的顯著性檢驗(yàn)：模型中，常數(shù)項(xiàng)和解釋變量的 t 檢驗(yàn)值分別為 7.6、 40.06，都大于給定顯著性水平下的臨界值，顯著性概率小于 0.05，說明其對(duì)被解釋變量的單獨(dú)影響是顯著的。（3分） （4） 表示當(dāng)投資增加1時(shí)，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.8704，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，這個(gè)系數(shù)表示投入產(chǎn)出彈性。（2分） （5） dw0.4517，0<dw<dl =1.22，所以模型存在一階正自相關(guān)性。（2分） （6）采用廣義差分法解決，ls log(y) c log(x) ar(1) （2分） (7) 局限性：只能檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)

31、；有兩個(gè)無法判定的區(qū)域；若解釋變量中有被解釋變量的滯后項(xiàng)，則不能用dw法檢驗(yàn)。（3分）高階自相關(guān)可以用偏相關(guān)系數(shù)法或 bg 法檢驗(yàn)。（1分） 3（1）將選擇 b 模型，因?yàn)?b 的解釋變量都通過了顯著性檢驗(yàn)，且擬合優(yōu)度較模型 a 高，dw 值接近2，模型不存在一階自相關(guān)，而模型 a 擬合優(yōu)度較 b 低，且 dw 值很小，存在一階自相關(guān)。（2分） （2） 表明制度因素對(duì)儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率的影響都是顯著的，即儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率在1979年前后有顯著差異。（2分） （3） 等價(jià)形式： st =-6.0+ 0.004x t 1979年以前（d1） st =-61.7 +0.256x t 1979年

32、以后（d0） 可以看出，儲(chǔ)蓄模型的截距和斜率在1979年前后有顯著差異：1979年之前，我國城鎮(zhèn)居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向僅為0.004，即收入增加一元儲(chǔ)蓄平均增加4厘；而在1979一1985年期間，城鎮(zhèn)居民的邊際儲(chǔ)蓄傾向高達(dá)0.256。（2分） 4（1）cross y x 作用：輸入此命令后，系統(tǒng)將輸出 y 與 x 以及 x 滯后 1、2、3p 期的各期相關(guān)系數(shù)，可以初步判斷滯后期長(zhǎng)度 k。（2分） （2） yt =a+b0xt +b1xt-1et （1分） （3） ls y c pdl(x,3,2) （1分） (4)阿爾蒙變換的模型：yt =-7140.75+1.1311z0t +0.0377z1

33、t -0.4322z2t （1分） 原模型：yt =-7140.75+0.6612xt +1.1311xt-1 +0.7367xt-2 -0.5220xt-3（2分） （5）短期乘數(shù)為0.6612，表示銷售額變化一個(gè)單位對(duì)同期庫存的影響；（1分） 延期乘數(shù)為1.1311、0.7367、-0.5220，表示銷售額在各滯后期的單位變化對(duì)庫存的影響，即銷售額的滯后影響；（1分） 長(zhǎng)期乘數(shù)為2.007，表示銷售變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)庫存產(chǎn)生的累計(jì)總影響。（1分）第一學(xué)期試卷(c) 選擇題（單選題110每題1分，多選題1115每題2分，共20分，答案填入下表） 1、 回歸分析中定義 a.解釋變量和被解釋變量都是

34、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 2、 下面哪一項(xiàng)不能用于回歸模型高階自相關(guān)的檢驗(yàn)： a.d-w檢驗(yàn) b.偏自相關(guān)檢驗(yàn) c. b-g檢驗(yàn) d. 拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn) 3、設(shè)m為貨幣需求量，y為收入水平，r為利率，流動(dòng)性偏好函數(shù) m=0+1y+2r+， 又設(shè)a.b分別是12的估計(jì)值，則根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，一般來說 a. a應(yīng)為正值，b應(yīng)為負(fù)值 b. a應(yīng)為正值，b應(yīng)為正值 c. a應(yīng)為負(fù)值，b應(yīng)為負(fù)值 d. a應(yīng)為負(fù)值，b應(yīng)為正值 4利用容量大于30的年度數(shù)據(jù)樣本對(duì)某市2005年gnp進(jìn)行預(yù)測(cè)得

35、點(diǎn)預(yù)測(cè)值為18400萬，回歸標(biāo)準(zhǔn)差為183。該市2005年gnp的95%置信區(qū)間。 a. 18217, 18583 b. 18034, 18766 c. 18126, 18583 d. 18126, 18675 5下列哪種檢驗(yàn)，不僅能夠檢驗(yàn)異方差的存在性，而且通過“試驗(yàn)”可以探測(cè)異方差的具體形式。 a. park檢驗(yàn) b. gleiser檢驗(yàn) c. park檢驗(yàn)和gleiser檢驗(yàn) d. white檢驗(yàn) 6、模型變換法可用于解決模型中存在 a、異方差 b、自相關(guān) c、多重共線性 d、滯后效應(yīng) 7、變量的顯著性檢驗(yàn)主要使用 2a f檢驗(yàn) b t檢驗(yàn) c dw檢驗(yàn) d c 檢驗(yàn) 8、下列屬于統(tǒng)計(jì)檢

36、驗(yàn)的是 a、多重共線性檢驗(yàn) b、自相關(guān)性檢驗(yàn) c、f檢驗(yàn) d、異方差性檢驗(yàn) 9、當(dāng)回歸模型存在自相關(guān)性時(shí)，t檢驗(yàn)的可靠性會(huì) a. 降低 b.增大 c.不變 d.無法確定 10、分布滯后模型中，反映中期乘數(shù)的是 s¥a b0 b bi c åbi d åbi i=0i=011、自相關(guān)系數(shù)的估計(jì)方法有 abcd a、近似估計(jì)法； b、迭代估計(jì)法 c、durbin估計(jì)法； d、搜索估計(jì)法 12、構(gòu)造模型時(shí)，若遺漏了重要的解釋變量，則模型可能出現(xiàn) bc a、多重共線性 b、異方差性 c、自相關(guān)性 d、滯后效應(yīng) 13、關(guān)于多重共線性的影響，下面哪些不正確：abcd a. 增

37、大回歸標(biāo)準(zhǔn)差 b.難以區(qū)分單個(gè)自變量的影響 c. t統(tǒng)計(jì)量增大 d.回歸模型不穩(wěn)定 14、虛擬變量的作用有 abc a、描述定性因素 b、提高模型精度 c、便于處理異常數(shù)據(jù) d、便于測(cè)定誤差 15、產(chǎn)生滯后效應(yīng)的原因有 abd a、心理因素 b、技術(shù)因素 c、隨機(jī)因素 d、制度因素二、判斷正誤（正確打，錯(cuò)誤打×，每題1分，共10分，答案填入下表） 1、回歸模型y i=b0 +b1x1i +b2x2i +ei 0 1 = 0時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量b1 -b1 服從于中，檢驗(yàn)h :bs(b1)c（2 n-2) 2用一階差分變換消除自相關(guān)性是假定自相關(guān)系數(shù)為 1。 3、 解釋變量 x 為非隨機(jī)變

38、量，則解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)。 4、 在eviews中，常利用scat命令繪制趨勢(shì)圖。 5、 懷特檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性的方法之一。 6、 橫截面數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生自相關(guān)性。 7、 當(dāng)模型存在異方差時(shí)，普通最小二乘法不是最佳線性估計(jì)。 8、 可以證明，判定系數(shù) r2 是關(guān)于解釋變量個(gè)數(shù)的單調(diào)遞增函數(shù)。 9、 多重共線性的存在會(huì)降低ols估計(jì)的方差。 10、 阿爾蒙法是用來對(duì)自回歸模型進(jìn)行估計(jì)的。 三、填空題（每空 2 分，共 20 分） 1. 在eviews軟件中，建立工作文件的命令是_ create _。 2. 可以利用雙對(duì)數(shù)模型的系數(shù)直接進(jìn)行 彈性 分析。 3. 在古典回歸模型假定中，

39、要求隨機(jī)誤差項(xiàng)之間 互不相關(guān) 。 4. 模型中若存在多重共線性，則難以區(qū)分每個(gè) 解釋變量 的單獨(dú)影響。 5、 若一元線性回歸模型 y i=b0 +b1xi +ei 存在一階、二階自相關(guān)性，使用廣義差分變換，變換后的被解釋變量 y* y1yt-12yt-2 。 6、 對(duì)于有限分布滯后模型，解釋變量的滯后長(zhǎng)度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)的容量就會(huì) 減少一個(gè) 。 7、 設(shè)某城市的微波爐需求函數(shù)為 lny =120+0.5ln x-0.2ln p，其中：y 為需求，x 為消費(fèi)者收入，p 為價(jià)格。在 p 上漲 10%的情況下，收入必須 4 ，才能保持原有的需求水平。 8、 戈德菲爾德匡特（g-q）檢驗(yàn)適

40、用于異方差呈 遞減或遞增 變化的情況。 9. 若有若干年的某經(jīng)濟(jì)變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有 1 月、5 月、10 月、12 月表現(xiàn)出季節(jié)變動(dòng)，則應(yīng)引入的虛擬變量個(gè)數(shù)為 4 個(gè) 。 10、如果模型中的滯后變量只是解釋變量 x 的過去各期值，則稱該模型為_分布滯后模型 模型。 四、分析題（40 分） 1利用某地區(qū)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，建立糧食生產(chǎn)函數(shù)如下：(12分) dependent variable: y = variable coefficient std. error t-statistic prob. = c 8128.791 24.95130 1.230456 0.1029 l 0.54327

41、2 0.078653 1.265589 0.0875 s 3.492355 0.034267 25.79812 0.0000 = r-squared 0.991256 f-statistic 787.8341 adjusted r-squared 0.990938 prob(f-statistic) 0.000000 durbin-watson stat 1.200916 = 其中，y糧食產(chǎn)量（億斤），l農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（萬人），s播種面積（萬畝）。 （1） 寫出生成該回歸方程窗口的eviews命令； （2） 寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型； （3） 對(duì)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并說明檢驗(yàn)的意義； （4） 對(duì)

42、模型進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)（dl=1.224，du=1.553）； （5） 若存在自相關(guān)性，簡(jiǎn)述消除方法。 2現(xiàn)有如下畢業(yè)生就業(yè)率的估計(jì)模型：（4分） Ùy= 269875 .6599 +1.8601x+368974 .8142d+1.4531 xd t= (24.69) (8.24) (4.32) r2 = 0.9951 t0.025(17)= 2.583 其中，y、x 分別為就業(yè)率和畢業(yè)人數(shù)，di 為虛擬變量，學(xué)歷本科以上 d=1，大專以下 d=0；xdi=xi*di；要求： （1）分析學(xué)歷因素對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的影響情況；（2）寫出模型的等價(jià)形式。 3根據(jù)下列檢驗(yàn)結(jié)果（0.05），說明：（6分） （1）這是何種檢驗(yàn)？（2）檢驗(yàn)結(jié)果說明了什么？ （3）采用何種方法消除存在的問題。 4利用我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額y與gdp指數(shù)x的歷年統(tǒng)計(jì)資料建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型之后，再利用eviews軟件有關(guān)命令輸出殘差檢驗(yàn)的以下結(jié)果：（6分） (1)寫出產(chǎn)生該窗口的eviews命令，該結(jié)果說明了什么問題？