計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)補(bǔ)充練習(xí)題

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)補(bǔ)充練習(xí)題一、填空1.運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究經(jīng)濟(jì)問題，一般可分為四個(gè)步驟：、估計(jì)參數(shù)、和模型應(yīng)用。2.在模型古典假定成立的情況下，多元線性回歸模型參數(shù)的最小二乘估計(jì)具有、和。3.經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)對模型“線性”含義有兩種解釋，一種是另一種是。通常線性回歸更關(guān)注第二種解釋。4.寫出一元線性回歸的總體模型和樣本模型：總體模型：。樣本模型：。5.在線性回歸中總離差平方和的分解公式為：TSS=RSS+ESS，寫出它們的表達(dá)式：RSS=。ESS=。6.一元線性回歸模型中，參數(shù)估計(jì)值 b 服從分布，寫出期望和方差：。7.擬合優(yōu)度與相關(guān)系數(shù)的關(guān)系是。8.容易產(chǎn)生異方差的數(shù)據(jù)是。9.計(jì)量經(jīng)濟(jì)

2、模型四要素分別是。10.容易產(chǎn)生自相關(guān)的數(shù)據(jù)是。二、單選1.狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是指（ ）。A.投入產(chǎn)出模型B.生產(chǎn)函數(shù)模型C.包含隨機(jī)方程的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型D.模糊數(shù)學(xué)模型2.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型是（）A.揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定量關(guān)系，用隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述B.揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定性關(guān)系，用隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述C.揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定量關(guān)系，用非隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述D.揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的因果關(guān)系，用隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述3.已知某一直線回歸方程的可決系數(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)絕對值為（ 

3、0;）。A.0.64B.0.8C.0.4D.0.324.選擇模型的數(shù)學(xué)形式的主要依據(jù)是（）A.數(shù)理統(tǒng)計(jì)理論B.經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)理論C.經(jīng)濟(jì)行為理論D.數(shù)學(xué)理論5.在有 n = 30 的一組樣本、包含 3 個(gè)解釋變量的線性回歸模型中，計(jì)算得到多重決定系數(shù)為 0.8500，則調(diào)整后的多重決定系數(shù)為（  ）。8.解釋變量 X 在某一特定的水平上，總體 Y 分布的離散程度越大，即s越大，則（ ）。12.設(shè)線性回歸模型為 Yi =b0 +b1X

4、 i +mi ，其中 var(mi ) =sX i ，則使用加權(quán)最小二乘法A.0.8603B.0.8389C.0.8655D.0.83276.在回歸分析中，定義的變量滿足（  ）。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7.考察某地區(qū)農(nóng)作物種植面積與農(nóng)作物產(chǎn)值的關(guān)系，建立一元線性回歸模型Yi = b0 + b1 X

5、0;i + mi ，采用 30 個(gè)樣本，根據(jù)普通最小二乘法得 b1 = 0.54 ，對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差S (b1) = 0.045 ，那么， b1 對應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量為（）。A.12B.0.0243C.2.048D.1.7012A.預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測精度越高B.預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測誤差越大C.預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測精度越高D.預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測誤差越大9.假設(shè)一元回歸方程為 Yi = 32.03 +

6、 0.22 X i ,其回歸系數(shù)對應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量為 3.44，樣本容量為 20，則在 5%顯著性水平下，該方程對應(yīng)的方程顯著性檢驗(yàn)的 F 統(tǒng)計(jì)量為（ ）。A.11.8336B.1.8547C.61.92D.無法計(jì)算10.在同一時(shí)點(diǎn)或時(shí)期上，不同統(tǒng)計(jì)單位的相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)是（）A.時(shí)期數(shù)據(jù)B.面板數(shù)據(jù)C.時(shí)序數(shù)據(jù)D.截面數(shù)據(jù)11.相關(guān)分析的目的為（）A.研究被解釋變量對解釋變量的依存關(guān)系B.研究解釋變量和被解釋變量的相關(guān)關(guān)系C.研究隨機(jī)變量間的相關(guān)形式及相關(guān)程度D.研究

7、隨機(jī)變量和非隨機(jī)變量間的相關(guān)形式及相關(guān)程度2估計(jì)模型時(shí)，應(yīng)將模型變換為（  ）。b0b0A.YiX i=    + b1 X i +X imiX iB.YiX i=    + b1 +X imiX i=0 +b1 +iX ib0bC.YiX ib     mX i X&

8、#160;iD.Yi22=  + 1 +X i X imiX i213.根據(jù)樣本資料已估計(jì)得出人均消費(fèi)支出 Y 對人均收入 X 的回歸模型是ln Yi = 3.5 + 0.9 ln X i ，這表明人均收入每增加 1%，人均消費(fèi)支出將（）15.設(shè)線性回歸模型為 Yi =b0 +b1X i +mi ，其中 va

9、r(mi ) =sX i  ，則使用加權(quán)最小二乘法A.增加 3.5%B.增加 0.35%C.增加 0.9%D.增加 9%14.最佳線性無偏估計(jì)量是（）A.具有線性、無偏和最小方差性質(zhì)的估計(jì)量B.具有線性、有偏和最小方差性質(zhì)的估計(jì)量C.具有線性、有偏和最小誤差性質(zhì)的估計(jì)量D.具有線性、無偏和最小誤差性質(zhì)的估計(jì)量22估計(jì)模型時(shí)，應(yīng)將模型變換為（  ）。b0=0 +b1 +iA.YiX i=    + b1

10、60;X i +X imiX iB.YiX ib     mX i X ib0X ib0bC.YiX i=    + b1 +X imiX iD.Yi22=  + 1 +X i X imiX i216.根據(jù)判定系數(shù) R  與 F 統(tǒng)計(jì)量的關(guān)

11、系可知，當(dāng) R  = 1 時(shí)，有（    ）22A. F = -1B. F = 0C. F = 1D. F = ¥17.已知三元線性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為å e2t= 800 ，估計(jì)用樣本容量為 n = 24 ，則隨機(jī)誤差項(xiàng) ut 的方差估計(jì)量 S 

12、60; 為(  )。2A、33.33B、 40C、 38.09D 、36.3618.在一元線性回歸問題中，因變量為 Y ，自變量為 X 的樣本回歸方程可表示為：（ ）A、 Yt =b 0 + b1 X t + utB、 Yt =b 0 + b1 X t + etC、 Yt = b

13、 0 + b1 X tD、 E(Yt )=b 0 + b1 X t（其中 t = 1,2,L , n ）19.在多元線性回歸模型中，調(diào)整后的判定系數(shù) R  與判定系數(shù) R  的關(guān)系有（    ）A. R  < RB. R  £

14、0;RC. R  £ RD. R  < R222222222220.假設(shè)回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng) mt 具有一階自回歸形式 mt = rmt-1 +n t ，其中n t 是滿足回歸模型基本假定的隨機(jī)誤差項(xiàng)，則 mt 的方差 var(mt ) 為（ ）。A.vs 21- r 2B.vrs 21 -

15、 r 2C.r1 - r 2D.vr 2s 21 - r 221.回歸分析中使用的距離是點(diǎn)到直線的垂直坐標(biāo)距離。最小二乘準(zhǔn)則是：（  ）。å (Y  - Y )達(dá)到最小值å YA、使nt=1t tB、使nt=1t- Yt 達(dá)到最小值å ()nC、使 max Yt - Yt 達(dá)到最小值D、使t=12Y

16、t - Yt 達(dá)到最小值22.在二元線性回歸模型中，s的無偏估計(jì)量s    為（    ）22å eå eå eå eA.n2iB.2in -1C.2in - 2D.2in - 323.假設(shè)回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng) mt 具有一階自回歸形式 mt =rmt-1 +n t ，其中n 

17、t 是滿足回歸模型基本假定的隨機(jī)誤差項(xiàng)，則 mt 的方差 var(mt ) 為（ ）。A.vs 21- r 2B.vrs 21 - r 2C.r1 - r 2D.vr 2s 21 - r 224.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是檢驗(yàn)（）A.模型對總體回歸線的擬合程度B.模型對樣本觀測值的擬合程度C.模型對回歸參數(shù)的擬合程度D.模型對解釋變量的觀測值的擬合程度25.設(shè) k 為回

18、歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)， n 為樣本容量。則對總體回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)( F 檢驗(yàn))時(shí)構(gòu)造的 F 統(tǒng)計(jì)量為()。A. F =ESS /(k - 1)RSS /(n - k )B. F = 1 -ESS /(k - 1)RSS /(n - k )C. F =ESSRSSD. F =RSSESS26.懷特

19、檢驗(yàn)法適用于檢驗(yàn)（）A.異方差性B.多重共線性C.序列相關(guān)D.設(shè)定誤差27.最可能出現(xiàn)序列相關(guān)的樣本數(shù)據(jù)類型是（）A.時(shí)間序列數(shù)據(jù)B.虛擬變量數(shù)據(jù)C.截面數(shù)據(jù)D.混合數(shù)據(jù)28.經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為，某個(gè)解釋變量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 1B.小于 1C.大于 10D.小于 1029.已知模型的普通最小二乘估計(jì)殘差的一階自相關(guān)系數(shù)為 0.8，則 DW 統(tǒng)計(jì)量的值近似為（）A.0.2B.0.4C.0.8D.1.630.設(shè)某商品需求模型為 Yi&

20、#160;= b0 + b1X i + mi ，其中 Y 是商品的需求量， X 是商品的價(jià)格，為了考慮全年 4 個(gè)季節(jié)變動(dòng)的影響，假設(shè)模型中引入了 4 個(gè)虛擬變量，則會(huì)產(chǎn)生的問題為（）A.異方差性B.完全的多重共線性C.不完全的多重共線性D.序列相關(guān)31.考察某地區(qū)農(nóng)作物種植面積與農(nóng)作物產(chǎn)值的關(guān)系，建立一元線性回歸模型Yi = b0 + b1 X i + mi

21、0;，采用 30 個(gè)樣本，根據(jù)普通最小二乘法得 b1 = 0.54 ，對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差S (b1) = 0.045 ，那么， b1 對應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量為（）。A.2.048B.0.0243C.12D.1.70132.如果方差膨脹因子VIF = 10 ,則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)重的（ ）。A.異方差性問題B.自相關(guān)性問題C.解釋變量與隨機(jī)項(xiàng)的相關(guān)性D.多重共線性33.對于部分調(diào)整模型，采用什么方法估計(jì)參數(shù)比較合適（）A.普通最小

22、二乘法B.加權(quán)最小二乘法C.工具變量法D.廣義差分法34.設(shè)分布滯后模型為 Yt = a + b0 X t + b1 X t-1 + b2 X t-2 + b3 X t-3 + mt ，為了使模型的自由度達(dá)到 27，必須擁有多少年的觀測資料（）A.32 年B.33 年C.35 年D.38 年35.對自回歸模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)時(shí)，應(yīng)

23、使用的檢驗(yàn)方法為（）A.DW 檢驗(yàn)B.t 檢驗(yàn)C.h 檢驗(yàn)D.ADF 檢驗(yàn)36.下列哪個(gè)模型的一階線性自相關(guān)問題可用 DW 檢驗(yàn)（ ）。A.自適應(yīng)預(yù)期模型  B.有限多項(xiàng)式分布滯后模型  C.庫伊克變換模型  D.局部調(diào)整模型37.當(dāng)定性的因素引進(jìn)到經(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.生變量D.虛擬變量38.設(shè)無限分布滯后模型 Yt = a + b 0 X t

24、0;+ b1 X t-1 + b 2 X t-2 + L + ut 滿足庫伊克變換的設(shè)定，則長期效果為（）。A.lb0(1-lk )b0b0B.lb0C.D.k1- l1- l39.假設(shè)一元回歸方程為 Yi = 32.03 + 0.22 X i ,其回歸系數(shù)對應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量為 3.44，樣本容量為 20，則在

25、0;5%顯著性水平下，該方程對應(yīng)的方程顯著性檢驗(yàn)的 F 統(tǒng)計(jì)量為（ ）。A.61.92B.1.8547C.11.8336D.無法計(jì)算40.考察某地區(qū)農(nóng)作物種植面積與農(nóng)作物產(chǎn)值的關(guān)系，建立一元線性回歸模型Yi = b0 + b1 X i + mi ，采用 30 個(gè)樣本，根據(jù)普通最小二乘法得 b1 = 0.54 ，對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差S (b1) = 0.045 ，那么， b1&

26、#160;對應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量為（）。A.2.048B.0.0243C.12D.1.701三、多選1.用普通最小二乘法得到回歸直線具有以下特性（  ）。å eA.通過點(diǎn) ( X ,Y )B. Y = YC.å ei= 0D.2i= 0E. cov( X i , ei ) = 02.對于經(jīng)典線性回歸模型，回歸系數(shù)的普通最小二乘估計(jì)量具有的優(yōu)良性有（）A

27、.無偏性B.線性性C.方差最小性D.確定性E.誤差最小性3.以下可以作為單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型解釋變量的有（  ）。A.外生經(jīng)濟(jì)變量B.外生政策變量C.滯后解釋變量D.滯后被解釋變量E.生變量4.如果 X 與 Y 滿足一元線性關(guān)系，則下列表達(dá)式正確的有（ ）。A. Yi =b0 + b1 X iB. Yi =b0 + b1 X i + miC. Yi = b0&

28、#160;+ b1 X i + miD. Yi = b0 + b1 X i + miE. Yi = b0 + b1X i5.設(shè) R  為樣本決定系數(shù)，設(shè) R  為調(diào)整的樣本決定系數(shù)，則有如下結(jié)果（ ）。22A.  R  < RB.  R 

29、60;³ RC.  R  只能大于零222     22D.  R  可能為負(fù)值            E.  R  不可能為負(fù)值226.一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型主要由以下幾部分構(gòu)成（）A.變量B.參數(shù)C.隨機(jī)誤差項(xiàng)D.方程的形式E.數(shù)據(jù)7.使用時(shí)間序列數(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)（）A.

30、對象及圍可比B.時(shí)間可比C.口徑可比D.計(jì)算方法可比E.容可比8.以下關(guān)于 DW 檢驗(yàn)的說法，正確的有（）A.要求樣本容量較大B. -1 £ DW £ 1C.可用于檢驗(yàn)高階自回歸形式D.能夠判定所有情況E.只適合一階自回歸9.在線性回歸分析中，就 F 檢驗(yàn)與 t 檢驗(yàn)而言，以下闡述正確的有（ ）。A.在一元線性回歸模型中， F 檢驗(yàn)與 t 檢驗(yàn)是等價(jià)的， F 統(tǒng)計(jì)量等于 t 統(tǒng)

31、計(jì)量的平方B.在多元線性回歸模型中， F 檢驗(yàn)與 t 檢驗(yàn)是不同的C. t 檢驗(yàn)常被用于檢驗(yàn)回歸方程單個(gè)參數(shù)的顯著性，而 F 檢驗(yàn)則被用作檢驗(yàn)整個(gè)回歸模型的顯著性D.當(dāng)回歸方程各個(gè)參數(shù) t 檢驗(yàn)均顯著時(shí)， F 檢驗(yàn)一定是顯著的E.當(dāng) F 檢驗(yàn)顯著時(shí)，并不意味著對每一個(gè)回歸系數(shù)的 t 檢驗(yàn)都是顯著的10.異方差性的解決方法主要有（  ）。A.普通最小二乘法B.加權(quán)最小二乘法C.廣義差分法D.廣義最小二乘法E.模型變換法

32、11.應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析的主要方法有()A.均值分析B.彈性分析C.比較靜力分析D.方差分析E.乘數(shù)分析12.設(shè) k 為回歸模型中的解釋變量個(gè)數(shù)，則對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. F =ESS (n - k - 1)RSS kB. F =ESS kRSS (n - k -1)C. F =R2 k(1- R2 ) 

33、;(n - k -1)D. F =(1 - R2 ) (n - k - 1)R2 kE. F =R2 (n - k -1)(1- R2 ) k13.自相關(guān)性的影響主要有（  ）。A.普通最小二乘估計(jì)量是有偏的B.普通最小二乘估計(jì)量是無偏的C.普通最小二乘估計(jì)量不再具有最小方差性D.建立在普通最小二乘估計(jì)基礎(chǔ)上的的假設(shè)檢驗(yàn)失效E.建立在普通最小二乘估

34、計(jì)基礎(chǔ)上的預(yù)測區(qū)間變寬14.下列模型中屬于自回歸模型的有()。A.庫伊克模型B.自適應(yīng)預(yù)期模型C.局部調(diào)整模型D.阿爾蒙多項(xiàng)式滯后模型E.有限分布滯后模型15.有限分布滯后模型的修正估計(jì)方法有（  ）。A.經(jīng)驗(yàn)加權(quán)法B.阿爾蒙多項(xiàng)式法C.庫伊克法D.工具變量法16.異方差性的影響主要有（）A.普通最小二乘估計(jì)量是有偏的B.普通最小二乘估計(jì)量是無偏的C.普通最小二乘估計(jì)量不再具有最小方差性D.建立在普通最小二乘估計(jì)基礎(chǔ)上的的假設(shè)檢驗(yàn)失效E.建立在普通最小二乘估計(jì)基礎(chǔ)上的預(yù)測區(qū)間變寬17.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中序列相關(guān)的主要檢驗(yàn)方法有（）A.殘差圖法B.方差比檢驗(yàn)法C.ADF 

35、;檢驗(yàn)法D.DW 檢驗(yàn)法E.戈里瑟檢驗(yàn)法18.多重共線性的解決方法主要有（  ）。A.保留重要的解釋變量，去掉次要的或可替代的解釋變量B.變換模型的形式C.綜合使用時(shí)序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)D.逐步回歸法（Frisch 綜合分析法）E.增加樣本容量19.下列模型中屬于自回歸模型的有()A.庫伊克模型B.自適應(yīng)預(yù)期模型C.局部調(diào)整模型D.阿爾蒙多項(xiàng)式滯后模型E.有限分布滯后模型20.檢驗(yàn)高階自相關(guān)性的主要方法有（ ）。A.DW 檢驗(yàn)B.回歸檢驗(yàn)法C.偏自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)D.h 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)E.拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)四、簡答1.經(jīng)典線性回歸模型的基

36、本假定。2.滯后變量模型有哪幾種類型？對分布滯后模型進(jìn)行估計(jì)存在哪些困難？實(shí)際應(yīng)用中如何處理這些困難？3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的特點(diǎn)。4.多重共線性的后果。5.回歸分析與相關(guān)分析的異同點(diǎn)。6.檢驗(yàn)的前提條件和局限性。7.回歸模型中引入虛擬變量的一般規(guī)則。8.異方差性檢驗(yàn)法有哪些？9.舉出自相關(guān)的檢驗(yàn)方法。10.異方差性的主要后果有哪些？11.回歸的現(xiàn)代含義？回歸分析的主要容。12.自相關(guān)性的主要后果有哪些？五、計(jì)算1.根據(jù)我國 19782001 年農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)性支出資料，建立的消費(fèi)函數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為：+農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出50.569 0.738

37、60;´ 農(nóng)村居民(2.947) （52.891）人均純收入R   = 0.996 ； S.E = 52.83 ； DW = 0.383 ； F = 27972解釋 b 2 0.738 的經(jīng)濟(jì)意義；檢驗(yàn)該模型是否存在自相關(guān)性以及何種自相關(guān)？如果模型存在自相關(guān)性，會(huì)對模型的估計(jì)產(chǎn)生什么影響？（顯著性水平a = 0.05 ， d&#

38、160;L 1.273， dU 1.446）2.給定一元回歸模型：Yt = b1 + b 2 X 2t + mtt = 1,2,L , n敘述模型的古典假定；寫出回歸系數(shù)及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)方差的最小二乘估計(jì)量，并述參數(shù)估計(jì)量的性質(zhì)。3.下表給出了二元線性回歸模型方差分析結(jié)果：方差來源平方和自由度平方和的均值來自回歸（ ESS ）來自殘差（ RSS ）總離差  （ TSS&#

39、160;）659656604214求 R   。樣本的容量是多少；求 RSS ；24.對于多元線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：Yi = b 0 + b1 X 1i + b 2 X 2i + . + b k X ki + mi , i = 1,2,., n請回答以下問題：該模型的矩陣形式及各矩陣的含義對應(yīng)的樣本模型模型的最小二乘參數(shù)估計(jì)量證明在滿足基本假定的情況下該最小二乘估計(jì)量具有無偏性5.根據(jù) 12 年的樣本數(shù)據(jù)得到消費(fèi)模型為：Yt = -231.80 + 0.7194 X tSe = (0.9453) (0.0217)R2&#