計量經濟學2009—第一學期期末考試試卷A有解

1、廣東外語外貿大學國際經濟貿易學院計量經濟學20092010學年第一學期期末考試試卷（A）考核對象： 時間：120分鐘 班級： 學號： 姓名： 成績： 設經典多元線性回歸模型為：一、單項選擇題（每題2分，共40分）1. 在下列各種數據中，（ C ）不應作為經濟計量分析所用的數據。 A時間序列數據 B. 橫截面數據 C計算機隨機生成的數據 D. 虛擬變量數據 2. 對于經典多元線性回歸模型，總離差平方和TSS、回歸平方和ESS與殘差平方和RSS的相互關系，正確的是（ B ）。 ATSS>RSS+ESS BTSS=RSS+ESS CTSS<RSS+ESS DTSS2=RSS2+ESS2

2、3. 根據樣本資料估計得出人均消費支出 Y 對人均收入 X 的回歸模型為，這表明人均收入每增加 1，人均消費支出平均來說將增加（ B ）。 A. 0.2% B. 0.75% C. 2% D. 7.5% 4. 如果回歸模型中的隨機誤差項存在異方差，則模型參數的OLS估計是（ B ）。 A. 無偏、有效估計量 B. 無偏、非有效估計量C. 有偏、有效估計量 D. 有偏、非有效估計量5. 要使經典多元回歸模型能夠得出參數估計量，所要求的最小樣本容量為（ A ），其中k為解釋變量的個數。A. nk+1 B. nk+1C. n30 D. n3(k+1)6. 在多元線性回歸模型中，若某個解釋變量對其余解釋

3、變量的相關系數接近于1，則表明模型中存在( A ) 。A. 多重共線性 B. 異方差性 C. 序列相關 D. 高擬合優(yōu)度 7. 關于可決系數R2，以下說法中錯誤的是（ D ）。A. 可決系數R2被定義為回歸方程已經解釋的變差與總變差之比 B. C. 可決系數R2反映了樣本回歸函數對樣本觀測值擬合優(yōu)劣程度的一種描述 D. 可決系數R2的大小不受到回歸模型中所包含的解釋變量個數的影響 8. 若想考察某地區(qū)的邊際消費傾向在某個時間前后是否發(fā)生顯著變化，則下列那個模型比較適合（Y 代表消費支出；X 代表可支配收入；D 表示虛擬變量）。 （ B ） A. B. C. D. 9. 設x1,x2為解釋變量，

4、則完全多重共線性是( A ) 。A B. C D. 10. 在 DW 檢驗法中，不能判定的區(qū)域是（ C ）。 A. 0<DW <dl，4-dlDW<4 B. duDW4-duC. dl<DW<du，4-du<DW<4-dl D. 上述都不對 11. 需求函數與供給函數構成的聯立方程模型中內生變量和先決變量(含常數項)的個數分別為（ B ）。A. 3和2 B. 2和4C. 4和1 D. 1和4 12. 先決變量是( A )的合稱。A. 外生變量和滯后內生變量 B. 內生變量和外生變量 C. 外生變量和虛擬變量 D. 解釋變量和被解釋變量 13. 下列說法

5、正確的是（ B ） A. 異方差是樣本現象 B. 異方差是一種隨機誤差現象 C. 異方差是總體現象 D. 時間序列更易產生異方差 14. 設k為經典多元回歸模型中解釋變量的個數，n為樣本容量,則對總體回歸模型進行顯著性檢驗(F檢驗)時構造的F統計量為( B )。A. B. C. D. 15. 對于一個經典多元線性回歸模型，若將一個具有 m 個特征的質的因素引進計量經濟模型，則虛擬變量數目為( B )。A. m B. m-1 C. m-2 D. m+1 16. 在修正序列自相關的方法中，不正確的是（ B ）。 A. 廣義差分法 B. 普通最小二乘法 C. 一階差分法 D. Durbin兩步法 1

6、7. 個人保健支出的計量經濟模型為：，其中Yi為保健年度支出；Xi 為個人年度收入；虛擬變量i滿足經典模型假定。則大學以上群體的平均年度保健支出為（ B ）。A. B. C. D. 18. 設M為貨幣需求量，Y為收入水平，r為利率，流動性偏好函數為M=0+1Y+2r+，又設、分別為、的估計值，則根據經濟理論，一般來說( A ) 。A. 應為正值，應為負值 B. 應為正值，應為正值 C. 應為負值，應為負值 D. 應為負值，應為正值 19. 經典多元線性回歸分析中的RSS反映了（ C ）。A應變量觀測值總變差的大小B應變量回歸估計值總變差的大小C應變量觀測值與估計值之間的總變差DY關于X的邊際變

7、化20. 加權最小二乘法是（ C ）的一個特例。A. 廣義差分法 B. 普通最小二乘法 C. 廣義最小二乘法 D. 兩階段最小二乘法 二、多項選擇題 （每題3分，共15分）1. 一元線性回歸模型Yi=0+1Xi+i的基本假定包括（ ABCE ）。 A. B. C. D. E. 2. 下列說法不正確的是（ ABDE ）。 A. 多重共線性是總體現象 B. 多重共線性是完全可以避免的 C. 多重共線性是一種樣本現象D. 在共線性程度不嚴重的時候可進行結構分析 E. 只有完全多重共線性一種類型 3. 用于進行廣義差分變換的自相關系數的估計方法有（ AB ）。A科克倫-奧科特迭代法 B杜賓兩步法C加權

8、最小二乘法 D回歸法 EDW法 4. 可決系數的公式為（ BCD ）。 A B. C. D. 5. Goldfeld-Quandt 檢驗法的應用條件是（ ABCE ）。A. 單調型異方差 B. 樣本容量盡可能大C. 隨機誤差項服從正態(tài)分布 D. 將排列在中間的約1/4的觀測值刪除掉 E除了異方差外，其它假定條件均滿足 三、判斷題（判斷下列命題正誤，并簡要說明理由）（每題3分，共15分）1. 在經濟計量分析中，模型參數一旦被估計出來，就可將估計模型直接運用于實際的計量經濟分析。 錯。參數一經估計，建立了樣本回歸模型，還需要對模型進行檢驗，包括經濟意義檢驗、統計檢驗、計量經濟專門檢驗等。 2. 假

9、定個人服裝支出同收入水平和性別有關，由于性別是具有兩種屬性（男、女）的定性因素，因此，用虛擬變量回歸方法分析性別對服裝支出的影響時，需要引入兩個虛擬變量。 錯。是否引入兩個虛擬變量，應取決于模型中是否有截距項。如果有截距項則引入一個虛擬變量；如果模型中無截距項，則可引入兩個虛擬變量。 3. 一元線性回歸模型中，對樣本回歸函數整體的顯著性檢驗與斜率系數的顯著性檢驗是一致的。 正確。要求最好能夠寫出一元線性回歸中，F統計量與T統計量的關系，即F=t2的來歷；或者說明一元線性回歸僅有一個解釋變量，因此對斜率系數的T檢驗等價于對方程的整體性檢驗。 4. 在經典多元線性回歸分析中，隨機擾動項的方差與隨機

10、擾動項方差的無偏估計沒有區(qū)別。 錯。隨機擾動項的方差反映總體的波動情況，對一個特定的總體而言，是一個確定的值。 在最小二乘估計中，由于總體方差在大多數情況下并不知道，所以用樣本數據去估計2其中 n 為樣本數，k為解釋變量的個數。是2的線性無偏估計，是一個隨機變量。 5. 如果經典多元線性回歸模型（CLRM）中的隨機干擾項不服從正態(tài)分布，那么，參數的OLS估計量將是有偏的。 錯。即使經典線性回歸模型（CLRM）中的干擾項不服從正態(tài)分布，OLS 估計量仍然是無偏的。 因為該表達式成立與否與的正態(tài)性無關。 四、計算題（每題10分，共30分）1美國各航空公司業(yè)績的統計數據公布在華爾街日報1999年年鑒

11、（The Wall Street Journal Almanac 1999）上。航班正點到達的比率和每 10 萬名乘客投訴的次數的數據如下: 航空公司名稱航班正點率（%）（X）投訴率（次/10 萬名乘客）（Y）西南(Southwest)航空公司81.80.21大陸(Continental)航空公司76.60.58西北(Northwest)航空公司76.60.85美國(US Airways)航空公司75.70.68聯合(United)航空公司73.80.74美洲(American)航空公司72.20.93德爾塔（Delta）航空公司71.20.72美國西部(Americawest)航空公司70.

12、81.22環(huán)球(TWA)航空公司68.51.25利用 EViews 估計其參數結果為： Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/11/09 Time: 19:12Sample: 1 9Included observations: 9VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.0178321.0522605.7189610.0007X-0.0704140.014176-4.9672540.0016R-squared0.778996 Mean dependent var0.79777

13、8Adjusted R-squared0.747424 S.D. dependent var0.319991S.E. of regression0.160818 Akaike info criterion-0.623958Sum squared resid0.181037 Schwarz criterion-0.580130Log likelihood 4.807811F-Statistic24.67361Durbin-Watson stat2.526971Prob(F-Statistic)0.001624(1)求出描述投訴率是如何依賴航班按時到達正點率的估計的回歸方程；(2)對估計的回歸方程

14、的斜率作出解釋；(3)如果航班按時到達的正點率為 80%，估計每10萬名乘客投訴的次數是多少？ 解：描述投訴率（Y）依賴航班按時到達正點率（X）的回歸方程： 即 t=(5.718961) (-4.967254) R2=0.778996 F=24.67361 DW=2.526971這說明當航班正點到達比率每提高1個百分點, 平均說來每10萬名乘客投訴次數將下降 0.07次。 如果航班按時到達的正點率為 80%，估計每 10 萬名乘客投訴的次數為（次） 2. 經濟理論指出，家庭消費支出(Y)不僅取決于可支配收入(X1)，還決定于個人財富(X2 )，即可設定如下回歸模型：據統計資料，使用Eviews

15、，可得如下估計結果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/11/09 Time: 19:12Sample: 1 20Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C245.515869.523483.5314080.0096X10.5684250.7160980.7937810.4534X2-0.0058330.070294-0.0829750.9362R-squared0.962099 Mean dependent var1110.0

16、00Adjusted R-squared0.951270 S.D. dependent var314.2893S.E. of regression69.37901 Akaike info criterion11.56037Sum squared resid33694.13 Schwarz criterion11.65115Log likelihood -54.80185F-Statistic88.84545Durbin-Watson stat2.908254Prob(F-Statistic)0.000011試回答下列問題: （1）模型是否存在多重共線性？為什么？（2）模型中是否存在自相關？為什

17、么？（3）如果要檢驗模型的異方差性，主要有哪幾種方法？在0.05顯著性水平下，dl和du的顯著性點k=2k=3nd1 dud1 du191.18 1.401.08 1.53201.20 1.411.10 1.54211.22 1.421.13 1.54解：（1）模型存在多重共線性。由F檢驗和擬合優(yōu)度知，收入和財富一起解釋了消費支出的96%，模型較顯著，但收入和財富這兩個變量的t檢驗在5%的顯著性水平下都是不顯著的。不僅如此，財富變量前的符號也與經濟理論不相符合，因此，收入和財富之間存在較高的相關性，使得無法分辨二者各自對消費的影響。 （2）n=20，k=3，查表dL=1.10，dU=1.54；

18、4-dL=2.90；4-dU=2.46。DW=2.908254>2.90，因此模型存在一階負自相關。（3）圖示法、G-Q檢驗，White檢驗，還有ARCH LM檢驗。3. 考慮以下凱恩斯收入決定模型： 其中，C消費支出，I投資支出，Y收入，G政府支出。（1）導出模型的簡化型方程并判定上述方程中哪些是可識別的（恰好或過度）。（2）你將用什么方法估計第一個方程和第二個方程中的參數？ 解：（1）給定模型的簡化式為 由模型的結構式，g=3，k=3。下面只對結構型模型中的第一個方程和第二個方程判斷其識別性。首先用階條件判斷。第一個方程，已知g1=2，k1=1，因為k-k1=3-1=2>g1-1=