計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02_第1頁
計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02_第2頁
計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02_第3頁
計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02_第4頁
計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題02_第5頁
已閱讀5頁,還剩5頁未讀, 繼續(xù)免費(fèi)閱讀

下載本文檔

版權(quán)說明:本文檔由用戶提供并上傳,收益歸屬內(nèi)容提供方,若內(nèi)容存在侵權(quán),請進(jìn)行舉報或認(rèn)領(lǐng)

文檔簡介

1、一、單項(xiàng)選擇題 第二套 1、把反映某一總體特征的同一指標(biāo)的數(shù)據(jù),按一定的時間順序和時間間 隔排列起來,這樣的數(shù)據(jù)稱為( B ) A. 橫截面數(shù)據(jù) C. 修勻數(shù)據(jù) B. 時間序列數(shù)據(jù) D. 原始數(shù)據(jù) 2、多元線性回歸分析中,調(diào)整后的可決系數(shù) R 2與可決系數(shù) R 2之間的關(guān)系 ( A ) A. R 2 = 1- (1- R 2 ) C. R 2 0 n -1 n - k B. R 2 R 2 D. R 2 = 1- (1- R 2 ) n - k n -1 3、半對數(shù)模型Y i = b 1 + b 2 ln X i + u i中,參數(shù) b 2的含義是( D ) A. Y 關(guān)于 X 的彈性 B.

2、X 的絕對量變動,引起 Y 的絕對量變動 C. Y 關(guān)于 X 的邊際變動 D. X 的相對變動,引起 Y 的期望值絕對量變動 4、已知五元標(biāo)準(zhǔn)線性回歸模型估計的殘差平方和為 e 2 = 800 ,樣本容量 為 46,則隨機(jī)誤差項(xiàng) u t的方差估計量s 2 為( D ) A. 33.33 B. 40 C. 38.09 D. 20 5、現(xiàn)用 OLS 法得到的樣本回歸直線為Y i = b 1+ 2b X i + e i,以下說法不正確 的是( B ) t A e = 0 C Y = Y i B Cov( X i ,e i ) 0 D (X ,Y ) 在回歸直線上 6、Goldfeld-Quandt

3、檢驗(yàn)法可用于檢驗(yàn)( A ) A.異方差性 B.多重共線性 C.序列相關(guān) D.設(shè)定誤差 7、用于檢驗(yàn)序列相關(guān)的 DW 統(tǒng)計量的取值范圍是( D ) A. 0 DW 1 C. -2 DW 2 B. -1 DW 1 D. 0 DW 4 8、對聯(lián)立方程組模型估計的方法主要有兩類,即( A A. 單一方程估計法和系統(tǒng)估計法 B. 間接最小二乘法和系統(tǒng)估計法 ) 1 C. 單一方程估計法和二階段最小二乘法 D. 工具變量法和間接最小二乘法 9、在模型Y t = b 1 + b 2 X + b 3X + u 的回歸分析結(jié)果報告中,有 F = 263489.23, F的p值=0.000000 ,則表明( C

4、) 2t 3t t A、解釋變量 X 2t 對Y t的影響是顯著的 B、解釋變量 X 對Y t的影響是顯著的 C、解釋變量 X 和 X 對Y t的聯(lián)合影響是顯著的. D、解釋變量 X 和 X 對Y t的影響是均不顯著 10、如果回歸模型中解釋變量之間存在完全的多重共線性,則最小二乘估計 量的值為( A ) 3t 2t 3t 2t 3t A.不確定,方差無限大 C.不確定,方差最小 B.確定,方差無限大 D.確定,方差最小 在序列自相關(guān)的情況下,參數(shù)估計值仍是無偏的,其原因 是( C ) A. 無多重共線性假定成立 C. 零均值假定成立 B. 同方差假定成立 D. 解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)假定

5、成立 11、應(yīng)用 DW 檢驗(yàn)方法時應(yīng)滿足該方法的假定條件,下列不是其假定條件 的為( B ) A.解釋變量為非隨機(jī)的 C.線性回歸模型中不能含有滯后內(nèi)生變量 B.被解釋變量為非隨機(jī)的 D.隨機(jī)誤差項(xiàng)服從一階自回歸 12、在具體運(yùn)用加權(quán)最小二乘法時, 如果變換的結(jié)果是 Yi X = b1 + b 2 + i 1 X i X i X i ui X i 則Var(u ) )是下列形式中的哪一種?( i A.s x 2 B.s x 2 2 B ) C.s x 2 D.s log x 2 13、經(jīng)濟(jì)變量的時間序列數(shù)據(jù)大多存在序列相關(guān)性,在分布滯后模型中,這 種序列相關(guān)性就轉(zhuǎn)化為( B A異方差問題 C序

6、列相關(guān)性問題 ) B. 多重共線性問題 D. 設(shè)定誤差問題 14、關(guān)于自適應(yīng)預(yù)期模型和局部調(diào)整模型,下列說法錯誤的有( D ) A它們都是由某種期望模型演變形成的 2 B它們最終都是一階自回歸模型 C它們的經(jīng)濟(jì)背景不同 D都滿足古典線性回歸模型的所有假設(shè),故可直接用 OLS 方法進(jìn)行估計 15、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 個層次。假 設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變,考慮上述年齡構(gòu)成因素的影響時,該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變 量的個數(shù)為 ( C ) A.1 個 B.2 個 C.3 個 D.4 個 16、個人保健支出

7、的計量經(jīng)濟(jì)模型為: iY = a 1 +a 2D + b X i + u ,其中Y 為 2i i i 保健年度支出; X i為個人年度收入;虛擬變量 D = 2i 1 大學(xué)及以上 0 大學(xué)以下 ;u i滿足古典 假定。則大學(xué)以上群體的平均年度保健支出為 ( B A. E(Y | X , D = 0) = a + b X C.a 1 + a 2 i i 2i 1 ) B. E(Y | X , D =1) = a +a + b X D.a1 i i 2i 1 2 i i 17、在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中,對模型中的每一個隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最 小二乘法得到的估計參數(shù)是( B ) A. 有偏且一致的 C.

8、 無偏但一致的 B. 有偏不一致的 D. 無偏且不一致的 18、下列宏觀經(jīng)濟(jì)計量模型中投資(I)函數(shù)所在方程的類型為( D ) Y t = C t + I t + Gt Ct It = a 0 +a Y + u = b 0 + b Y + b g + u 1 t 1t 1 t -1 2 t 2t A.技術(shù)方程式 C.恒等式 B.制度方程式 D.行為方程式 3 19、在有 M 個方程的完備聯(lián)立方程組中,若用 H 表示聯(lián)立方程組中全部 的內(nèi)生變量與全部的前定變量之和的總數(shù),用 N i表示第 i 個方程中內(nèi)生變量與前 定變量之和的總數(shù)時,第 i 個方程過度識別時,則有公式( A )成立。 A. H

9、- N i M -1 B. H - N i = M -1 C. H - N i = 0 D. H - N i 2.359,因此模型存在一階負(fù)自相關(guān)。 Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwartz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 2 111.1256 31.4289 4.1338 4.2246 87.3336 0.0001 2、根據(jù)某城市 19781998 年人均儲蓄與人均收入的數(shù)據(jù)資料建立了如下回 歸模型: y = -2187.521 + 1.6843x

10、se=(340.0103)(0.0622) R 2 = 0.9748, s.e. = 1065.425, DW = 0.2934, F = 733.6066 試求解以下問題: ( 1) 取時間段 19781985 和 19911998,分別建立兩個模型。 模型 1: y = -145.4415 + 0.3971x t=(-8.7302)(25.4269) R 2 = 0.9908, e 1 = 1372.202 2 模型 2: y = -4602.365 + 1.9525x t=(-5.0660)(18.4094) R 2 = 0.9826, e 2 = 5811189 = 5811189 1

11、372.202 = 4334.9370 ,給定 2 計算 F 統(tǒng)計量,即 F = e2 2 e a = 0.05,查 F 分布表,得臨界值 F . 2 1 0 05 (6 6), = 4.28。請你繼續(xù)完成上述工作,并 回答所做的是一項(xiàng)什么工作,其結(jié)論是什么? ( 2) 利用 y 對 x 回歸所得的殘差平方構(gòu)造一個輔助回歸函數(shù): 2 s t = 242407.2 + 1.2299s 2 t -1 - 1 .4090s 2 t -2 + 1 .0188s 2 t -3 7 R 2 給定顯著性水平a = 0.05,查 c 分布表,得臨界值 c . (3) = 7.81,其中,自由 0 05 度 p

12、=3,。請你繼續(xù)完成上述工作,并回答所做的是一項(xiàng)什么工作,其結(jié)論是什 么? ( 3)試比較(1)和(2)兩種方法,給出簡要評價。 答:(1)這是異方差檢驗(yàn),使用的是樣本分段擬和(Goldfeld-Quant), F = 4334.937 4.28 ,因此拒絕原假設(shè),表明模型中存在異方差。 ( 2)這是異方差 ARCH 檢驗(yàn),( n - p )R = 18* 0.5659 = 10.1862 7.81,所 以拒絕原假設(shè),表明模型中存在異方差。 ( 3)這兩種方法都是用于檢驗(yàn)異方差。但二者適用條件不同: A、Goldfeld-Quant 要求大樣本;擾動項(xiàng)正態(tài)分布;可用于截面數(shù)據(jù)和時 間序列數(shù)據(jù)。

13、 2 B、ARCH 檢驗(yàn)僅適宜于時間序列數(shù)據(jù),且其漸進(jìn)分布為 c -分布。 2 = 0.5659,計算 (n - p)R = 18* 0.5659 = 10.1862 2 2 3、Sen 和 Srivastava(1971)在研究貧富國之間期望壽命的差異時,利用 101 個國家的數(shù)據(jù),建立了如下的回歸模型: _ Yi = -2.40 + 9.39ln X i - 3.36(D i (ln X i - 7) (2.42) 2 其中:X 是以美元計的人均收入; Y 是以年計的期望壽命; Sen 和 Srivastava 認(rèn)為人均收入的臨界值為 1097 美元( ln1097 = 7),若人 均收入

14、超過 1097 美元,則被認(rèn)定為富國;若人均收入低于 1097 美元,被認(rèn)定為 貧窮國。 (括號內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)估計值的 t-值)。 ( 1)解釋這些計算結(jié)果。 ( 2)回歸方程中引入 D i (ln X i - 7) 的原因是什么?如何解釋這個回歸解釋變 量? ( 3)如何對貧窮國進(jìn)行回歸?又如何對富國進(jìn)行回歸? (4.37) (0.857) R =0.752 解:(1)由 ln X =1 X = 2.7183 ,也就是說,人均收入每增加 1.7183 倍, 平均意義上各國的期望壽命會增加 9.39 歲。若當(dāng)為富國時, D i = 1,則平均意義 8 上,富國的人均收入每增加 1.7183 倍,其期望壽命就會減少 3.36 歲,但其截距 項(xiàng)的水平會增加 23.52,達(dá)到 21.12 的水平。但從統(tǒng)計檢驗(yàn)結(jié)果看,對數(shù)人均收 入 lnX 對期望壽命 Y 的影響并不顯著。方程的擬合情況良好,可進(jìn)一步進(jìn)行多 重共線性等其他計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)。 ( 2)若 D i = 1代表富國,則引入 D

溫馨提示

  • 1. 本站所有資源如無特殊說明,都需要本地電腦安裝OFFICE2007和PDF閱讀器。圖紙軟件為CAD,CAXA,PROE,UG,SolidWorks等.壓縮文件請下載最新的WinRAR軟件解壓。
  • 2. 本站的文檔不包含任何第三方提供的附件圖紙等,如果需要附件,請聯(lián)系上傳者。文件的所有權(quán)益歸上傳用戶所有。
  • 3. 本站RAR壓縮包中若帶圖紙,網(wǎng)頁內(nèi)容里面會有圖紙預(yù)覽,若沒有圖紙預(yù)覽就沒有圖紙。
  • 4. 未經(jīng)權(quán)益所有人同意不得將文件中的內(nèi)容挪作商業(yè)或盈利用途。
  • 5. 人人文庫網(wǎng)僅提供信息存儲空間,僅對用戶上傳內(nèi)容的表現(xiàn)方式做保護(hù)處理,對用戶上傳分享的文檔內(nèi)容本身不做任何修改或編輯,并不能對任何下載內(nèi)容負(fù)責(zé)。
  • 6. 下載文件中如有侵權(quán)或不適當(dāng)內(nèi)容,請與我們聯(lián)系,我們立即糾正。
  • 7. 本站不保證下載資源的準(zhǔn)確性、安全性和完整性, 同時也不承擔(dān)用戶因使用這些下載資源對自己和他人造成任何形式的傷害或損失。

評論

0/150

提交評論