《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》試題及答案(二)

《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》試題及答案一、單項(xiàng)選擇題TOC\o"1-5"\h\z1．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是下列哪門學(xué)科的分支學(xué)科（ C）。A.統(tǒng)計(jì)學(xué) B.數(shù)學(xué) C.經(jīng)濟(jì)學(xué) D.數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)2．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)成為一門獨(dú)立學(xué)科的標(biāo)志是（ B）。A．1930年世界計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)成立 B．1933年《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》會(huì)刊出版C.1969年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)設(shè)立 D.1926年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（Economics）一詞構(gòu)造出來3．外生變量和滯后變量統(tǒng)稱為（ D）。A.控制變量 B.解釋變量 C.被解釋變量 D.前定變量4．橫截面數(shù)據(jù)是指（ A）。A.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù) B.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)C.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù) D.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)TOC\o"1-5"\h\z5．同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，同一統(tǒng)計(jì)單位按時(shí)間順序記錄形成的數(shù)據(jù)列是（ C）。A.時(shí)期數(shù)據(jù) B.混合數(shù)據(jù) C.時(shí)間序列數(shù)據(jù) D.橫截面數(shù)據(jù)6．在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，由模型系統(tǒng)內(nèi)部因素決定，表現(xiàn)為具有一定的概率分布的隨機(jī)變量，其數(shù)值受模型中其他變量影響的變量是（ ）。A.內(nèi)生變量 B.外生變量 C.滯后變量 D.前定變量7．描述微觀主體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的變量關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是（ ）。A.微觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 B.宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 C.理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 D.應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型8．經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的被解釋變量一定是（ ）。A.控制變量 B.政策變量 C.內(nèi)生變量 D.外生變量9．下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是（ ）。A．1991－2003年各年某地區(qū) 20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值B．1991－2003年各年某地區(qū) 20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值C.某年某地區(qū)20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值的合計(jì)數(shù) D.某年某地區(qū)20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值10．經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析工作的基本步驟是（ ）。A.設(shè)定理論模型-收集樣本資料-估計(jì)模型參數(shù)-檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?B.設(shè)定模型-估計(jì)參數(shù)-檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?應(yīng)用模型C.個(gè)體設(shè)計(jì)-總體估計(jì)-估計(jì)模型-應(yīng)用模型 D.確定模型導(dǎo)向-確定變量及方程式-估計(jì)模型-應(yīng)用模型11．將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量，這樣的變量稱為（ ）。A.虛擬變量 B.控制變量 C.政策變量 D.滯后變量12．（ ）是具有一定概率分布的隨機(jī)變量，它的數(shù)值由模型本身決定。A.外生變量 B.內(nèi)生變量 C.前定變量 D.滯后變TOC\o"1-5"\h\z量13．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)14．計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（ ）。A．結(jié)構(gòu)分析、經(jīng)濟(jì)預(yù)測、政策評(píng)價(jià) B．彈性分析、乘數(shù)分析、政策模擬C.消費(fèi)需求分析、生產(chǎn)技術(shù)分析、 D.季度分析、年度分析、中長期分析15．變量之間的關(guān)系可以分為兩大類，它們是（ ）。A．函數(shù)關(guān)系與相關(guān)關(guān)系 B．線性相關(guān)關(guān)系和非線性相關(guān)關(guān)系C.正相關(guān)關(guān)系和負(fù)相關(guān)關(guān)系 D.簡單相關(guān)關(guān)系和復(fù)雜相關(guān)關(guān)系16．相關(guān)關(guān)系是指（ ）。

D.變量間不確定性A.變量間的非獨(dú)立關(guān)系 B.變量間的因果關(guān)系C.D.變量間不確定性的依存關(guān)系17.進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)的兩個(gè)變量（A.都是隨機(jī)變量）0B.都不是隨機(jī)變量D.隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以18.表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是（A.Y? ?0 ?XtE(Y)0Yt 0HutD.Yt 0兇19.參數(shù)的估計(jì)量?具備有效性是指（A.var(?)=0B.var(?)為最小C.(?一)=0D.（■一）為最小20.對(duì)于Y）0B.都不是隨機(jī)變量D.隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以18.表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是（A.Y? ?0 ?XtE(Y)0Yt 0HutD.Yt 0兇19.參數(shù)的估計(jì)量?具備有效性是指（A.var(?)=0B.var(?)為最小C.(?一)=0D.（■一）為最小20.對(duì)于Y0 1Xi 0,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差,Y?表示回歸值，則（A.?=0時(shí),(Yi-Y?i)=0B.?=0時(shí),（丫一用）2=0C.?=0時(shí),（丫廠Y?）為最小?=0時(shí),(Yi-Y?i)2為最小21.設(shè)樣本回歸模型為Yi=?0?Xi+0,則普通最小二乘法確定的？的公式中,錯(cuò)誤的是（XiXYi-YA.一2XiXB?二nXiY：XiJi

nXi-XiC.1=XiYi-nXY2 2Xi2-nX2D ?J XiY-XiYiD-L 2x22.A.?=0時(shí)，r=122.A.?=0時(shí)，r=1B.?=0時(shí)，r=-1C.?=0時(shí)，r=0D.?=0時(shí)，r=1或r=-1對(duì)于Y尸？0?*盧0,以？表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有（23.A.產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本增加23.A.產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本增加356元B.產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少 1.5元量（X,臺(tái)）與單位產(chǎn)品成本（Y,元/臺(tái)）之間的回歸方程為Y?=3561.5X,這說明（C產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均增加356元D.產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元.在總體回歸直線E（丫?）1X中，1表示（A.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí),丫增加1.在總體回歸直線E（丫?）1X中，1表示（A.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí),丫增加1個(gè)單位B.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí),Y平均增加1個(gè)單位C.當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí),X增加1個(gè)單位D.當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí),X平均增加1個(gè)單位.對(duì)回歸模型Yi=01Xi+ui進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，通常假定ui服從（,_ 2N(0, i)t(n-2)一 一2C.N(0, )D.t(n)26.以Y表示實(shí)際觀測值，▼表示回歸估計(jì)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是使（A. （Yi—Yi）=0 B. （Yi-Y?i）2=0 C. （Yi—Y?i）=最小2一,D. （Yi-Y?i）=最小27.設(shè)Y表示實(shí)際觀測值，Y?表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立（27.A.Y?=YY?=YY=Y?=Y用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型Yi=0iXi+ui,則樣本回歸直線通過點(diǎn)A.(X,Y)B. (X,c.A.Y?=YY?=YY=Y?=Y用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型Yi=0iXi+ui,則樣本回歸直線通過點(diǎn)A.(X,Y)B. (X,c.(X,Y?)D.(X,Y)以Y表示實(shí)際觀測值,Y?表示OLS估計(jì)回歸值，則用OLS得到的樣本回歸直線Yi=?0?Xi滿足A.(丫廠Y)=0(Yi-Yi)2=0/。、2(Yi—V)=0(M一Y)2=030.用一組有30個(gè)觀測值的樣本估計(jì)模型Yi=0 30.用一組有30個(gè)觀測值的樣本估計(jì)模型Yi=0 iXi+u-在0.05的顯著性水平下對(duì)i的顯著性作t檢驗(yàn)，則i顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于（A.t0.05（30） B.8.025（30） C.t0.05（28）D.t0.025（28）31.已知某一直線回歸方程的判定系數(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)為A.0.64 B.0.8 C.0.4 D.0.3232.相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是（ ）。A.r" B,r>1C,0<r<11<r<133.判定系數(shù)R2的取值范圍是（ ）。A.R20-1 B,R2>1 C,0<R2<11<R2<134.某一特定的X水平上，總體Y分布的離散度越大，即62越大，則（）oA.預(yù)測區(qū)間越寬，精度越低 B.預(yù)測區(qū)間越寬，預(yù)測誤差越小C預(yù)測區(qū)間越窄，精度越高 D.預(yù)測區(qū)間越窄，預(yù)測誤差越大.如果X和Y在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立，則相關(guān)系數(shù)等于（ ）。A.1 B.—1 C,0.根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時(shí)，有（ ）。A.F=1 B.F=-1 C,F=0.在C—D生產(chǎn)函數(shù)YALK中，（ ）。D.F=8A.和是彈性 B.A和是彈性C.A和是彈性 D.A是彈性?38.回歸模型Y0 1Xiu中，關(guān)于檢驗(yàn)H。：10所用的統(tǒng)計(jì)量J,下列說法正確的是War（?）A.服從2(n2A.服從2(n2從t(n2)B.服從t(n1C.服從2(n1)D.服.在二元線性回歸模型Yo*箱2X21Ui中，i表示（ ）。A.當(dāng)X2不變時(shí)，X1每變動(dòng)一個(gè)單位Y的平均變動(dòng)。 B.當(dāng)X1不變時(shí)，X2每變動(dòng)一個(gè)單位Y的平均變動(dòng)。C.當(dāng)X1和X2都保持不變時(shí)，Y的平均變動(dòng)。 D.當(dāng)X1和X2都變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)，Y的平均變動(dòng)。TOC\o"1-5"\h\z.在雙對(duì)數(shù)模型lnYilno11nxiUi中，1的含義是（ ）。A.Y關(guān)于X的增長量 B.Y關(guān)于X的增長速度 C.Y關(guān)于X的邊際傾向 D.Y關(guān)于X的彈性.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的回歸模型為1nY2.000.751nXi,這表明人均收入每增加1%,人均消費(fèi)支出將增加（ ）。A.2% B.0.2% C.0.75% D.7.5%.按經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)是非隨機(jī)變量，且（ ）。A.與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān) B.與殘差項(xiàng)不相關(guān) C.與被解釋變量不相關(guān) D.與回歸值不相關(guān).根據(jù)判定系數(shù)R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時(shí)有（ ）。A.F=1 B.F=—1 C.F=8 D.F=046.回歸分析中定義的（ ）。A.46.回歸分析中定義的（ ）。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48.在由n30的一組樣本估計(jì)的、包含3個(gè)解釋變量的線性回歸模型中，計(jì)算得可決系數(shù)為 0.8500,則調(diào)整后的可決系數(shù)為（ ）A.0.8603B.0.8389C.0.8655 D.0.832749.下列樣本模型中，哪一個(gè)模型通常是無效的（ ）A.Ci（消費(fèi)）=500+0.8I （收入） B. Qid（商品需求）=10+0.8Ii（收入）+0.9P（價(jià)格）iQs p y L0.64,K0.4、一,C.Qi（冏品供給）=20+0.75P（價(jià)格） D.丫（產(chǎn)出量）=0.65Li（勞動(dòng)）Ki （資本）50.用一組有30個(gè)觀測值的樣本估計(jì)模型ytb0b1x1tb2x2tUt后，在0.05的顯著性水平上對(duì)b1的顯著性作t檢驗(yàn)，則匕顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于等于（A.t0.05(30) BA.t0.05(30) Bt0.025(28)C.t0.025(27)D.Fo.O25(1,28)51.模型lnyt 1nb0 b11nxt ut中，6的實(shí)際含義是（A.x關(guān)于yA.x關(guān)于y的彈性B.y關(guān)于x的彈性C.x關(guān)于y的邊際傾向D.y關(guān)于x的邊際傾向52.邊際傾向52.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)接近于1,則表明模型中存在A.異方差性A.異方差性B.序列相關(guān)C.多重共線性 D.高擬合優(yōu)度53.線性回歸模型53.線性回歸模型yt b0b1x1t b2x2tbkxkt ut中，檢驗(yàn)Ho:bt 0（i0,1,2,...k）時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量A.t(n-k+1)B.t(n-k-2) C.t(n-k-1)D.t(n-k+2)A.t(n-k+1)B.t(n-k-2) C.t(n-k-1)D.t(n-k+2)54.調(diào)整的判定系數(shù)R”與多重判定系數(shù)R』之間有如下關(guān)系（ ）A.R2n1k1n1kB.n56.在多元線性回歸模型中對(duì)樣本容量的基本要求是An>k+1Dn1kA.R2n1k1n1kB.n56.在多元線性回歸模型中對(duì)樣本容量的基本要求是An>k+1Dn1k1kC.R2R2R21R2_21(1R)2-(1R)D.1Bn<k+1Cn-2 nR21—n（k為解釋變量個(gè)數(shù)）：（>30或n>3（k+1）.下列說法中正確的是：（ ）. _2 、 A如果模型的R很高，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好B如果模型的R2較低，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較差C如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)，我們應(yīng)該剔除該解釋變量D如果某一參數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)，我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量.半對(duì)數(shù)模型Y0 11nx中，參數(shù)1的含義是（A.X的絕對(duì)量變化，引起Y的絕對(duì)量變化B.Y關(guān)于X的邊際變化CX的相對(duì)變化，引起Y的期望值絕對(duì)量變化 D.Y關(guān)于X的彈性.半對(duì)數(shù)模型lnY0 1X 中，參數(shù)i的含義是（A.X的絕對(duì)量發(fā)生一定變動(dòng)時(shí)，引起因變量.半對(duì)數(shù)模型lnY0 1X 中，參數(shù)i的含義是（A.X的絕對(duì)量發(fā)生一定變動(dòng)時(shí)，引起因變量Y的相對(duì)變化率C.X的相對(duì)變化，引起.雙對(duì)數(shù)模型lnYA.X的相對(duì)變化，引起Y的期望值絕對(duì)量變化0 11nx中，參數(shù)1的含義是（Y的期望值絕對(duì)量變化B.YC.X的絕對(duì)量發(fā)生一定變動(dòng)時(shí)，引起因變量 Y的相對(duì)變化率.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗(yàn)（ ）A.異方差性B.自相關(guān)性C. 隨機(jī)解釋變量B.YD.Y關(guān)于X的彈性關(guān)于X的邊際變化關(guān)于X的邊際變化D.Y關(guān)于X的彈性D.多重共線性.在異方差性情況下，常用的估計(jì)方法是（A.一階差分法B.A.一階差分法B.廣義差分法C. 工具變量法D.加權(quán)最小二乘法.White檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)（A.異方差性B.自相關(guān)性C. 隨機(jī)解釋變量 D.多重共線性.Glejser檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)（ ）A.異方差性B.自相關(guān)性C. 隨機(jī)解釋變量 D.多重共線性.下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（ ）A.戈德菲爾特一一匡特檢驗(yàn) .下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（ ）A.戈德菲爾特一一匡特檢驗(yàn) B. 懷特檢驗(yàn)C.戈里瑟檢驗(yàn).當(dāng)存在異方差現(xiàn)象時(shí)，估計(jì)模型參數(shù)的適當(dāng)方法是 （ ：A.加權(quán)最小二乘法B.工具變量法C.廣義差分法D.D.方差膨脹因子檢驗(yàn)使用非樣本先驗(yàn)信息.加權(quán)最小二乘法克服異方差的主要原理是通過賦予不同觀測點(diǎn)以不同的權(quán)數(shù)，從而提高估計(jì)精度,即（ ）A.重視大誤差的作用，輕視小誤差的作用 B.重視小誤差的作用，輕視大誤差的作用C.重視小誤差和大誤差的作用 D. 輕視小誤差和大誤差的作用.如果戈里瑟檢驗(yàn)表明，普通最小二乘估計(jì)結(jié)果的殘差ei與Xi有顯著的形式ei 0.28715為vi的相,?一V,,關(guān)關(guān)系（vi滿足線性模型的全部經(jīng)典假設(shè)），則用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)時(shí)，權(quán)數(shù)應(yīng)為（A.xiB.1xixi1，xi.果戈德菲爾特A.異方差問題問題匡特檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)重的（B.序列相關(guān)問題C.多重共線性問題D.設(shè)定誤差.設(shè)回歸模型為yibxiUA.xiB.1xixi1，xi.果戈德菲爾特A.異方差問題問題匡特檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)重的（B.序列相關(guān)問題C.多重共線性問題D.設(shè)定誤差.設(shè)回歸模型為yibxiUi,其中Var(ui)2xi,則b的最有效估計(jì)量為（A.xy2xB.nxyxy27 T2-nx(x)C.D..如果模型yt=b0+bxt+ut存在序列相關(guān),則（A.cov(xt,ut)=0B.cov(ut,us)=0(t*s)oC.cov(xt,ut)W0D.cov(ut,us)W0（tWs）72.DW檢驗(yàn)的零假設(shè)是（p為隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階相關(guān)系數(shù)）73.下列哪個(gè)序列相關(guān)可用DW檢驗(yàn)（vt73.下列哪個(gè)序列相關(guān)可用DW檢驗(yàn)（vt為具有零均值，常數(shù)方差且不存在序列相關(guān)的隨機(jī)變量）A.ut=put1+Vt B.ut74.DW的取值范圍是(=put1+p2ut2+…+vt C.ut=pVtD.ut=pVt+p)OVt-1+…-1<DW0-1<DW1-2<DW-1<DW0-1<DW1-2<DW2D.0<DW4.當(dāng)D厚.當(dāng)D厚4時(shí)，說明（ ）。A.不存在序列相關(guān) BC存在完全的正的一階自相關(guān).根據(jù)20個(gè)觀測值估計(jì)的結(jié)果，一.不能判斷是否存在一階自相關(guān).存在完全的負(fù)的一階自相關(guān)元線性回歸模型的 D厚2.3。在樣本容量n=20,解釋變量k=1,顯著性水平為0.05時(shí),

著性水平為0.05時(shí),

A.不存在一階自相關(guān)查得dl=1,du=1.41,則可以決斷（B.存在正的一階自相關(guān)C.存在負(fù)的一階自.當(dāng)模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時(shí)，適宜的參數(shù)估計(jì)方法是（A.加權(quán)最小二乘法B.間接最小二乘法A.加權(quán)最小二乘法B.間接最小二乘法C.廣義差分法D.工具變量法.對(duì)于原模型yt=tb+bxt+ut,廣義差分模型是指（Vt 1x Xt Ut -bo b f(Xt) ,f(Xt) f(Xt)f(Xt)Vyt=b1V(tVutVyt=b0+b1VXtVutVt Vt-i=bo(1-)+bi(Xt Xt-1)(5 Ut-i).采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問題適用于下列哪種情況(A.P=0 B.p=1C.-1<p<0 D.0<p<1.定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型S=bo+bR+Ut描述的（其中S為產(chǎn)量，Pt為價(jià)格），又知：如果該企業(yè)在t-1期生產(chǎn)過剩，經(jīng)營人員會(huì)削減t期的產(chǎn)量。由此決斷上述模型存在（ ）。A.異方差問題 B.序列相關(guān)問題 C多重共線性問題 D.隨機(jī)解釋變量問題.根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)yt=?0+?Xt+et后計(jì)算得D厚1.4,已知在5%勺置信度下，dl=1.35,du=1.49,則認(rèn)為原模型（ ）。A.存在正的一階自相關(guān) B.存在負(fù)的一階自相關(guān) C.不存在一階自相關(guān) D.無法判斷是否存在一階自相關(guān)。,則下列明顯錯(cuò)誤的.于模型yt=?）+?Xt+et,以p表示et與e-1之間的線性相關(guān)關(guān)系（t=1,2,…?。?則下列明顯錯(cuò)誤的A.p=0.8,A.p=0.8,D仲0.4B.p=-0.8,D厚-0.4D厚0TOC\o"1-5"\h\z.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（ ）。D. 原始數(shù)據(jù)）D.一致性A.D. 原始數(shù)據(jù)）D.一致性.當(dāng)模型存在嚴(yán)重的多重共線性時(shí)，OLS古計(jì)量將不具備（A.線性 B.無偏性 C.有效性.經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為某個(gè)解釋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 B.小于 C.大于5 D.小于5.模型中引入實(shí)際上與解釋變量有關(guān)的變量，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)的 OLS古計(jì)量方差（ ）。A.增大 B.減小 C.有偏 D.非有效.對(duì)于模型yt=bD+b1X1t+b2X2t+ut,與r12=0相比，r12=0.5時(shí)，估計(jì)量的方差將是原來的（ ）。A.1倍 B.1.33倍 C.1.8倍 D.2倍.如果方差膨脹因子VIF=10,則什么問題是嚴(yán)重的（ ）。A.異方差問題 B.序列相關(guān)問題 C.多重共線性問題 D.解釋變量與隨機(jī)項(xiàng)的相關(guān)性.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)接近于 1,則表明模型中存在（） 。A異方差B 序列相關(guān) C 多重共線性 D 高擬合優(yōu)度.存在嚴(yán)重的多重共線性時(shí)，參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差（ ）。A.變大 B.變小 C.無法估計(jì) D.無窮大.完全多重共線性時(shí)，下列判斷不正確的是（ ）。A.參數(shù)無法估計(jì) B.只能估計(jì)參數(shù)的線性組合 C模型的擬合程度不能判斷 D,可以計(jì)算模型的擬合程度.設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)yc0aXii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(gè)層次。假設(shè)邊際消費(fèi)傾向不變，則考慮上述構(gòu)成因素的影響時(shí)，該消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)為（ ）A.1個(gè)B.2個(gè)C.3個(gè)D.4個(gè).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（ ）A.外生變量 B. 前定變量 C.內(nèi)生變量D. 虛擬變量.由于引進(jìn)虛擬變量，回歸模型的截距或斜率隨樣本觀測值的改變而系統(tǒng)地改變，這種模型稱為A.系統(tǒng)變參數(shù)模型B.系統(tǒng)模型C.變參數(shù)模型D.分段線性回歸模型95.假設(shè)回歸模型為yiXi i,其中Xi為隨機(jī)變量，Xi與Ui相關(guān)則的普通最小二乘估計(jì)量A.無偏且一致B.無偏但不一致C.有偏但一致D.有偏且不一致96.假定正確回歸模型為iXii 2X2i若遺漏了解釋變量X2,且XI、X2線性相關(guān)則i的普通最小二乘法估計(jì)量（A.無偏且一致 B.）無偏但不一致C.有偏但一致D.有偏且不一致97.模型中引入一個(gè)無關(guān)的解釋變量（A.對(duì)模型參數(shù)估計(jì)量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響C.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量精度下降)B.D.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量有偏導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量有偏,同時(shí)精度下降98.設(shè)消費(fèi)函數(shù)yta0aiDbixtut,其中虛擬變量Di東中部，如果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明0西部ai0成立,則東中部的消費(fèi)函數(shù)與西部的消費(fèi)函數(shù)是（A.相互平行的 B.99.虛擬變量（A.主要來代表質(zhì)的因素,C.只能代表數(shù)量因素相互垂直的 C. 相互交叉的）但在有些情況下可以用來代表數(shù)量因素D.B.相互重疊的只能代表質(zhì)的因素D.100.分段線性回歸模型的幾何圖形是（A.平行線B.垂直線只能代表季節(jié)影響因素）。C. 光滑曲線D.折線i0i.如果一個(gè)回歸模型中不包含截距項(xiàng)，對(duì)一個(gè)具有 m個(gè)特征的質(zhì)的因素要引入虛擬變量數(shù)目為()A.m0B.m-iC.m-2D.m+i102.設(shè)某商品需求模型為ytb°bi%",其中Y是商品的需求量，X是商品的價(jià)格，為了考慮全年i2個(gè)月份季節(jié)變動(dòng)的影響，假設(shè)模型中引入了 i2個(gè)虛擬變量，則會(huì)產(chǎn)生的問題為（A.異方差性.序列相關(guān).不完全的多重共線性D.完全的多重共線性i03.對(duì)于模型ytb0bi~ut,為了考慮“地區(qū)”因素（北方、南方），引入2個(gè)虛擬變量形成截距變動(dòng)模型，則會(huì)產(chǎn)生A.序列的完全相關(guān)線性B.0序列不完全相關(guān)C.完全多重共線性D. 不完全多重共i04.設(shè)消費(fèi)函數(shù)為yi°iDb0xibiDxiui,其中虛擬變量列哪項(xiàng)成立時(shí)，表示城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費(fèi)行為（A.a10 bl ob.ai°,bi oC.aibii05.設(shè)無限分布滯后模型為Yt=0Xt+iXt-i+ 2Xt-2+L則長期影響系數(shù)為（i城鎮(zhèn)家庭0農(nóng)村家庭，當(dāng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明下D.aio bi o+5,且該模型滿足Koyck變換的假定,i06.對(duì)于分布滯后模型，時(shí)間序列資料的序列相關(guān)問題，就轉(zhuǎn)化為（A.異方差問題B.多重共線性問題 C.多余解釋變量）OD.隨機(jī)解釋變量I07.在分布71后模型Y°Xt iXti 2Xt2Lut中，短期影響乘數(shù)為（A.—B. 1C.—0- D110.下列屬于有限分布滯后模型的是（0Xt1Yt1 2丫2L utYt0Xt 1Yt1 2Yt2L kYtkut0Xt1Xt12Xt2Lut0Xt1Xt1 2Xt2LkXtk ut111111.消費(fèi)函數(shù)模型Ct4000.51t0.3It10.11t2，其中I為收入，則當(dāng)期收入It對(duì)未來消費(fèi)Ct2的影響是：It增加一單位，Ct2增加（A.0.5個(gè)單位.0.3個(gè)單位C.0.1個(gè)單位.0.9個(gè)單位Cta0aiYtu1tbobYtbzYCtItG、多項(xiàng)選擇題.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以下哪些學(xué)科相結(jié)合的綜合性學(xué)科（A.統(tǒng)計(jì)學(xué) B.數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)E.經(jīng)濟(jì)學(xué).從內(nèi)容角度看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為（ ）。A.理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) B.狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)融計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué).從學(xué)科角度看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為（ ）。A.理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) B.狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)融計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué).從變量的因果關(guān)系看，經(jīng)濟(jì)變量可分為（A.解釋變量 B.被解釋變量）。C.經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué) D.數(shù)學(xué)C,應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)D.廣義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) E.金C,應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)D.廣義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) E.金）C.內(nèi)生變量D.外生變量 E.控制變里6.使用時(shí)序數(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)的（C.政策評(píng)價(jià)C.政策評(píng)價(jià)D.檢驗(yàn)和發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論 E.設(shè)定和A.對(duì)象及范圍可比 B.時(shí)間可比.一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型由以下哪些部分構(gòu)成（A.變量 B.參數(shù)量.與其他經(jīng)濟(jì)模型相比，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型有如下特點(diǎn)A.確定性 B.經(jīng)驗(yàn)性.一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，可作為解釋變量的有（A.內(nèi)生變量 B.外生變量量.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用在于（ ）。A.結(jié)構(gòu)分析 B.經(jīng)濟(jì)預(yù)測C.口徑可比D.計(jì)算方法可比 E.內(nèi)容可比）C.隨機(jī)誤差項(xiàng)D.方程式 E.虛擬變）。C.隨機(jī)性D.動(dòng)態(tài)性 E.靈活性）。C.控制變量D.政策變量 E.滯后變14.對(duì)于經(jīng)典線性回歸模型，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 （ ）。A.無偏性 B.有效性 C.一致性D.確定性 E.線性特15.指出下列哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系（ ）。A.家庭消費(fèi)支出與收入 B.商品銷售額與銷售量、銷售價(jià)格C.物價(jià)水平與商品需求量 D.小麥高產(chǎn)與施肥量E.學(xué)習(xí)成績總分與各門課程分?jǐn)?shù)16.一元線性回歸模型Yi=0iXi+ui的經(jīng)典假設(shè)包括（2 2、A.E(ut)0B.var(ut) C.cov(ut,us)0D.Cov(xt,ut)0E.ut~N(0,)17.以Y表示實(shí)際觀測值，Y?表示OLS估計(jì)回歸值，e表示殘差，則回歸直線滿足（A.通過樣本均值點(diǎn)（X,Y） B. Yi=Yi2C. （Y「Y）=0 D. （吊一Yi）=0 E.cov（Xi,ei）=0Y?表示OLS估計(jì)回歸值，u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，e表示殘差。如果Y與X為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的（ ）。A. E（Y） =0 1Xi B.丫= ?0 ?XiC. Yi=10?Xi ei D.?= ?0 ?Xi ei E.E（Y）=?0 ?Xi19.Y?表示OLS估計(jì)回歸值,u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果Y與X為線性相關(guān)關(guān)系，則下列哪些是正確的1XiB-Yi= 0 1Xi+uiC. Yi= ?0 ?Xi ui D. Y?i= ?0 ZXi ui20.回歸分析中估計(jì)回歸參數(shù)的方法主要有（ ）。A.相關(guān)系數(shù)法 B.方差分析法 C.最小二乘估計(jì)法E.吊=?0?XiD.極大似然法E.矩估計(jì)法21.用OLS法估計(jì)模型Yi=0Ki+ui的參數(shù)，要使參數(shù)估計(jì)量為最佳線性無偏估計(jì)量，則要求A.E(ui)=02B.Var(ui)=C.Cov(ui,uj)=0D.ui服從正態(tài)分布E.X為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)打不相關(guān)。.假設(shè)線性回歸模型滿足全部基本假設(shè)，則其參數(shù)的估計(jì)量具備（ ）0A.可靠性 B.合理性C.線性 D.無偏性E.有效性.普通最小二乘估計(jì)的直線具有以下特性（ ）。A.通過樣本均值點(diǎn)（X,Y） B. YY?C.（YY?）20D. ei0E.Cov(Xi,e)024.由回歸直線？=?Xi估計(jì)出來的吊值（A,是一組估計(jì)值.B,是一組平均值C.是一個(gè)幾何級(jí)數(shù)D,可能等于實(shí)際值YE.與實(shí)際值Y的離差之和等于零25.反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標(biāo)有（A.相關(guān)系數(shù)殘差平方和）B.回歸系數(shù)）OC.樣本決定系數(shù) D.回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差E.剩余變差（或26.對(duì)于樣本回歸直線Yi=2回歸變差可以表小為（A.(Yi-Yi)2- (Yi-Y?i)2B. ?2 (Xi-Xi)2C.R2 (Yi-Yi)2D. (Y?—Yi)2E. ? (Xi-Xi)(Yi-Yi)27.對(duì)于樣本回歸直線Yi=??X「?為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，下列決定系數(shù)的算式中，正確的有（A.(Y?i-Yi)2(Yi—Yi)2B.i-^M；（丫1Y，2C.?21(Xi-Xi)2(Yi-Yi)2D.(x「Xi)(Y「Y)(Yi-Yi)2E.1-?2(n-2)(Yi-Yi)228.A.下列相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有XV—XYB.(Xi—XiXYi—Y)C.cov(X,Y)D.(Xi-Xi)(Yi-Yi)(Xi—X)2(Yi-Yi)2E.XiYi-nXgfJ（Xi-Xi）2 （Yi-Yi）229.判定系數(shù)R2可表示為（ac2RSSA.R=TSS2B.R2ESSTSSC.r2=1-RSSTSSD.「2.ESSR=1--TSSE.2一ESSR=ESS+RSS30.線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差e滿足（A.ei=0B. eiYi=0C.D.eiXi=0E.cov(Xi,ei)=031.調(diào)整后的判定系數(shù)R2的正確表達(dá)式有（A.d (Yi—Y)2/(n-1)1- (Yi—Yi)2/(n-k)B.(Yi—Y?i)2/(n-k-1)

(丫廠Y)2/(n-1)C.1(1-R2)儲(chǔ)D.R2_2k(1-R)n-k-1E.1(1+R2意32.對(duì)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)量可表小為A.ESS/(n-k)RSS/(k-1)ESS/(k-1) R2/(k-1) (1-R2)/(n-k)B CD DRSS/(n-k) (1-R2)/(n-k) R2/(k-1)E R2/(n-k),(1-R2)/(k-1)TOC\o"1-5"\h\z.將非線性回歸模型轉(zhuǎn)換為線性回歸模型，常用的數(shù)學(xué)處理方法有( )A.直接置換法B. 對(duì)數(shù)變換法 C.級(jí)數(shù)展開法D.廣義最小二乘法 E.加權(quán)最小二乘法.在模型lnYiln0 11nxi i中( )A.Y與X是非線性的 B.Y與i是非線性的 C.lnY與i是線性的D.lnY與lnX是線性的 E.Y與lnX是線性的35.對(duì)模型乂 b0bix1tb2x2tut進(jìn)行總體顯著性檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果總體線性關(guān)系顯著，則有A b1b2 0Bb10,40C b10boD bi 0,b2 0 Eb1b20.剩余變差是指( )。A.隨機(jī)因素影響所引起的被解釋變量的變差 B.解釋變量變動(dòng)所引起的被解釋變量的變差C.被解釋變量的變差中，回歸方程不能做出解釋的部分 D.被解釋變量的總變差與回歸平方和之差E.被解釋變量的實(shí)際值與回歸值的離差平方和.回歸變差(或回歸平方和)是指( )。A.被解釋變量的實(shí)際值與平均值的離差平方和 B. 被解釋變量的回歸值與平均值的離差平方和C.被解釋變量的總變差與剩余變差之差 D. 解釋變量變動(dòng)所引起的被解釋變量的變差E.隨機(jī)因素影響所引起的被解釋變量的變差38.設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)(包括截距項(xiàng))38.設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)(包括截距項(xiàng))TOC\o"1-5"\h\z量可表小為( )。(Y?Y)2(nk)(Y?Y)2(k1) R2/(k1) (1R2)(nk) R2(nk)A. e：/(k1)b.e：(nk)c.(1R2).(nk)d.R2(k1)e.(1R2)/(k1).在多元線性回歸分析中，修正的可決系數(shù) R2與可決系數(shù)R2之間( )。A.R2<R2B.r2>r2 c. R2只能大于零 D. R2可能為負(fù)值.下列計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析中那些很可能存在異方差問題( )A.用橫截面數(shù)據(jù)建立家庭消費(fèi)支出對(duì)家庭收入水平的回歸模型 B.用橫截面數(shù)據(jù)建立產(chǎn)出對(duì)勞動(dòng)和資本的回歸模型C.以凱恩斯的有效需求理論為基礎(chǔ)構(gòu)造宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 D.以國民經(jīng)濟(jì)核算帳戶為基礎(chǔ)構(gòu)造宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型E.以30年的時(shí)序數(shù)據(jù)建立某種商品的市場供需模型TOC\o"1-5"\h\z.在異方差條件下普通最小二乘法具有如下性質(zhì)( )A.線性 B.無偏性C.最小方差性D.精確性E.有效性.異方差性將導(dǎo)致( )。A.普通最小二乘法估計(jì)量有偏和非一致 B. 普通最小二乘法估計(jì)量非有效C.普通最小二乘法估計(jì)量的方差的估計(jì)量有偏 D.建立在普通最小二乘法估計(jì)基礎(chǔ)上的假設(shè)檢驗(yàn)失效E.建立在普通最小二乘法估計(jì)基礎(chǔ)上的預(yù)測區(qū)間變寬.下列哪些方法可用于異方差性的檢驗(yàn)( )。A.DW僉驗(yàn) B.方差膨脹因子檢驗(yàn)法 C.判定系數(shù)增量貢獻(xiàn)法 D.樣本分段比較法 E.殘差回歸檢驗(yàn)法

.當(dāng)模型存在異方差現(xiàn)象進(jìn)，加權(quán)最小二乘估計(jì)量具備（ ）A.線性B.無偏性C.有效性D.一致性E.精確性.下列說法正確的有（ ）。A.當(dāng)異方差出現(xiàn)時(shí)，最小二乘估計(jì)是有偏的和不具有最小方差特性 B.當(dāng)異方差出現(xiàn)時(shí)，常用的t和F檢驗(yàn)失效C.異方差情況下，通常的OLSfc計(jì)一定高估了估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差D.如果OL劃歸的殘差表現(xiàn)出系統(tǒng)性，則說明數(shù)據(jù)中不存在異方差性E.如果回歸模型中遺漏一個(gè)重要變量，則OL械差必定表現(xiàn)出明顯的趨勢TOC\o"1-5"\h\z.DW僉驗(yàn)不適用一下列情況的序列相關(guān)檢驗(yàn)（ ）。A高階線性自回歸形式的序列相關(guān)B.一階非線性自回歸的序列相關(guān)C.移動(dòng)平均形式的序列相關(guān)D.正的一階線性自回歸形式的序列相關(guān)E.負(fù)的一階線性自回歸形式的序列相關(guān).以dl表示統(tǒng)計(jì)量DW勺下限分布，du表示統(tǒng)計(jì)量DW勺上限分布，則DW僉驗(yàn)的不確定區(qū)域是（ ）<A.du<DW4-duB.4-du<D\M4-dl C.dl<DWduD.4-dl<DW4E.0<D\Mdl48.DW僉驗(yàn)不適用于下列情況下的一階線性自相關(guān)檢驗(yàn)（ ）。A.模型包含有隨機(jī)解釋變量 B.樣本容量太小 C.非一階自回歸模型D.含有滯后的被解釋變量 E.包含有虛擬變量的模型49．針對(duì)存在序列相關(guān)現(xiàn)象的模型估計(jì)，下述哪些方法可能是適用的（ ）。A.加權(quán)最小二乘法 B.一階差分法 C.殘差回歸法D.廣義差分法 E.Durbin兩步法50.如果模型yt=bo+bixt+ut存在一階自相關(guān)，普通最小二乘估計(jì)仍具備（ ）。A.線性 B.無偏性 C.有效Tt D.真實(shí)卜t E.精確性u(píng)t=putut=put1+p2ut―2+Vt形式的序列相關(guān)檢驗(yàn)yt=?0+?1xt+?2yt-1+et的一階線性自相關(guān)檢驗(yàn)C．xi=b0+b1xj+ut形式的多重共線性檢驗(yàn) DE.遺漏重要解釋變量導(dǎo)致的設(shè)定誤差檢驗(yàn)52．下列哪些回歸分析中很可能出現(xiàn)多重共線性問題（ ）。A.資本投入與勞動(dòng)投入兩個(gè)變量同時(shí)作為生產(chǎn)函數(shù)的解釋變量 B.消費(fèi)作被解釋變量，收入作解釋變量的消費(fèi)函數(shù)C.本期收入和前期收入同時(shí)作為消費(fèi)的解釋變量的消費(fèi)函數(shù)D.商品價(jià)格.地區(qū).消費(fèi)風(fēng)俗同時(shí)作為解釋變量的需求函數(shù)E.每畝施肥量.每畝施肥量的平方同時(shí)作為小麥畝產(chǎn)的解釋變量的模型53．當(dāng)模型中解釋變量間存在高度的多重共線性時(shí)（ ）。A各個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響將難以精確鑒別 B.部分解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)之間將高度相關(guān)TOC\o"1-5"\h\zC.估計(jì)量的精度將大幅度下降D.估計(jì)對(duì)于樣本容量的變動(dòng)將十分敏感E.模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)也將序列相關(guān)54．下述統(tǒng)計(jì)量可以用來檢驗(yàn)多重共線性的嚴(yán)重性（ ）。A.相關(guān)系數(shù) B.DWfi C.方差膨脹因子 D.特征值E.自相關(guān)系數(shù)55．多重共線性產(chǎn)生的原因主要有（ ）。A.經(jīng)濟(jì)變量之間往往存在同方向的變化趨勢 B.經(jīng)濟(jì)變量之間往往存在著密切的關(guān)聯(lián)C.在模型中采用滯后變量也容易產(chǎn)生多重共線性D.在建模過程中由于解釋變量選擇不當(dāng)，引起了變量之間的多重共線性 E.以上都正確56．多重共線性的解決方法主要有（ ）。A.保留重要的解釋變量，去掉次要的或替代的解釋變量 B.利用先驗(yàn)信息改變參數(shù)的約束形式C.變換模型的形式 D.綜合使用時(shí)序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù) E.逐步回歸法以及增加樣本容量57．關(guān)于多重共線性，判斷錯(cuò)誤的有（ ）。A.解釋變量兩兩不相關(guān)，則不存在多重共線性B.所有的t檢驗(yàn)都不顯著，則說明模型總體是不顯著的C.有多重共線性的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型沒有應(yīng)用的意義

D.存在嚴(yán)重的多重共線性的模型不能用于結(jié)構(gòu)分析.模型存在完全多重共線性時(shí)，下列判斷正確的是（A.參數(shù)無法估計(jì) B .只能估計(jì)參數(shù)的線性組合C模型的判定系數(shù)為0 D .模型的判定系數(shù)為1.下列判斷正確的有（ ）。A.在嚴(yán)重多重共線性下，OLS古計(jì)量仍是最佳線性無偏估計(jì)量。B.多重共線性問題的實(shí)質(zhì)是樣本現(xiàn)象，因此可以通過增加樣本信息得到改善。C雖然多重共線性下，很難精確區(qū)分各個(gè)解釋變量的單獨(dú)影響，但可據(jù)此模型進(jìn)行預(yù)測。D.如果回歸模型存在嚴(yán)重的多重共線性，可不加分析地去掉某個(gè)解釋變量從而消除多重共線性。60.在包含有隨機(jī)解釋變量的回歸模型中，可用作隨機(jī)解釋變量的工具變量必須具備的條件有，此工具變量（ ）A.與該解釋變量高度相關(guān) B.C.與隨機(jī)誤差項(xiàng)高度相關(guān) A.與該解釋變量高度相關(guān) B.C.與隨機(jī)誤差項(xiàng)高度相關(guān) D.關(guān)61.關(guān)于虛擬變量，下列表述正確的有A.是質(zhì)的因素的數(shù)量化 BC代表質(zhì)的因素 D與其它解釋變量高度相關(guān)與該解釋變量不相關(guān) E..取值為l和0.在有些情況下可代表數(shù)量因素與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相E .代表數(shù)量因素62.虛擬變量的取值為062.虛擬變量的取值為0和A.0表示存在某種屬性1,分別代表某種屬性的存在與否，其中（B.0表示不存在某種屬性 C1表示存在某種屬性D.1表示不存在某種屬性E.0和1代表的內(nèi)容可以隨意設(shè)定D.1表示不存在某種屬性E.0和1代表的內(nèi)容可以隨意設(shè)定63.在截距變動(dòng)模型y0 1D Xi i中，模型系數(shù)（A. 0是基礎(chǔ)類型截距項(xiàng) B1是基礎(chǔ)類型截距項(xiàng)C 0稱為公共截距系數(shù) D1稱為公共截距系數(shù) E. 1 °為差別截距系數(shù)64.虛擬變量的特殊應(yīng)用有（64.虛擬變量的特殊應(yīng)用有（A.調(diào)整季節(jié)波動(dòng) BD.修正模型的設(shè)定誤差 E.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性.工具變量法65.對(duì)于分段線性回歸模型65.對(duì)于分段線性回歸模型y0 1xt 2(xtX)Dt，其中(A.虛擬變量D代表品質(zhì)因素B.虛擬變量D代表數(shù)量因素C.以％x*為界，前后兩段回歸直線的斜率不同D.以％x*為界，前后兩段回歸直線的截距不同 E .該模型是系統(tǒng)變參數(shù)模型的一種特殊形式

形式.對(duì)于C-D生產(chǎn)函數(shù)模型YALKe,下列說法中正確的有(A.參數(shù)A反映廣義的技術(shù)進(jìn)步水平 B.資本要素的產(chǎn)出彈性EKC勞動(dòng)要素白^產(chǎn)出彈性EL D. 必定等于1.對(duì)于線性生產(chǎn)函數(shù)模型Y0 1K 2l ,下列說法中正確的有(A.假設(shè)資本A.假設(shè)資本K與勞動(dòng)L之間是完全可替代的B.資本要素白^邊際產(chǎn)量MPK iC勞動(dòng)要素白^邊際產(chǎn)量MPL 2D.勞動(dòng)和資本要素的替代彈性2.關(guān)于絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型Ct 0Y Mt(t12,,T),下列說法正確的有()。A.參數(shù)表示自發(fā)性消費(fèi) B.參數(shù)>0C.參數(shù)°表示邊際消費(fèi)傾向 D.參數(shù)i<0.建立生產(chǎn)函數(shù)模型時(shí)，樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題包括( )。

A.線性 B.完整性C.準(zhǔn)確性D.可比性E.一致性三、名詞解釋1.經(jīng)濟(jì)變量 2.解釋變量3.被解釋變量4^^^^^^1^^^^1 6.滯后變量7^^^^^^^H^^^H9.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型io.函數(shù)關(guān)系11.相關(guān)關(guān)系12.最小二乘法13.高斯一馬爾可夫定理 14.總變量（總離差平方和）15.回歸變差（回歸平方和） 16.剩余變差（殘差平方和）17.估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差 18.樣本決定系數(shù) 19?點(diǎn)預(yù)測 20.擬合優(yōu)度21.殘差22.顯著性檢驗(yàn) 23.回歸變差 24.剩余變差25.多重決定系數(shù) 26.調(diào)整后的決定系數(shù)27偏相關(guān)系數(shù) 28.異方差性 29.格德菲爾特-匡特檢驗(yàn) 30.懷特檢當(dāng)經(jīng) 31.戈里瑟檢驗(yàn)和帕克檢驗(yàn)32序列相關(guān)性37廣義最小二乘法41相關(guān)系數(shù)定誤差線性回歸模型50.分布滯后模型32序列相關(guān)性37廣義最小二乘法41相關(guān)系數(shù)定誤差線性回歸模型50.分布滯后模型33.虛假序列相關(guān)38.DW檢驗(yàn)42.多重共線性46.工具變量39科克倫-奧克特跌代法 40.Durbin兩步法43.方差膨脹因子 44.虛擬變量 45.模型設(shè)51.有限分布滯后模型52.無限分布滯后模型 53.幾何分布滯后模型四、簡答題47.工具變量法51.有限分布滯后模型52.無限分布滯后模型 53.幾何分布滯后模型四、簡答題.簡述計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)、數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)學(xué)科間的關(guān)系。.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型有哪些應(yīng)用？.簡述建立與應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的主要步驟。.對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的檢驗(yàn)應(yīng)從幾個(gè)方面入手？.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)應(yīng)用的數(shù)據(jù)是怎樣進(jìn)行分類的？.在計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，為什么會(huì)存在隨機(jī)誤差項(xiàng)？.古典線性回歸模型的基本假定是什么？.總體回歸模型與樣本回歸模型的區(qū)別與聯(lián)系。.試述回歸分析與相關(guān)分析的聯(lián)系和區(qū)別。.在滿足古典假定條件下，一元線性回歸模型的普通最小二乘估計(jì)量有哪些統(tǒng)計(jì)性質(zhì)？.簡述BLUE的含義。.對(duì)于多元線性回歸模型，為什么在進(jìn)行了總體顯著性 F檢驗(yàn)之后，還要對(duì)每個(gè)回歸系數(shù)進(jìn)行是否為0的t檢驗(yàn)？13給定二元回歸模型：yt b0bx1tb2x2t ut，請(qǐng)敘述模型的古典假定14在多元線性回歸分析中，為什么用修正的決定系數(shù)衡量估計(jì)模型對(duì)樣本觀測值的擬合優(yōu)度?.修正的決定系數(shù)R2及其作用.常見的非線性回歸模型有幾種情況？.觀察下列方程并判斷其變量是否呈線性，系數(shù)是否呈線性，或都是或都不是。①ytb0 b1xt3ut ②yt b0b1logxt ut③logyt b0b110gxt ut ④yt b0/（b1xt）ut.觀察下列方程并判斷其變量是否呈線性，系數(shù)是否呈線性，或都是或都不是①ytb0 b110gxtut ②yt b0b1（b2xt） ut③y③yt b0/（b〔xt）ut④yt 1 b0（1x：）ut.什么是異方差性？試舉例說明經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中的異方差性。.產(chǎn)生異方差性的原因及異方差性對(duì)模型的OLSfc計(jì)有何影響.檢驗(yàn)異方差性的方法有哪些？.異方差性的解決方法有哪些？.什么是加權(quán)最小二乘法？它的基本思想是什么？.樣本分段法（即戈德菲爾特一一匡特檢驗(yàn)）檢驗(yàn)異方差性的基本原理及其使用條件。.簡述DW僉驗(yàn)的局限性。.序列相關(guān)性的后果。.簡述序列相關(guān)性的幾種檢驗(yàn)方法。.廣義最小二乘法（GLS的基本思想是什么？.解決序列相關(guān)性的問題主要有哪幾種方法？.差分法的基本思想是什么？.差分法和廣義差分法主要區(qū)別是什么？.請(qǐng)簡述什么是虛假序列相關(guān)。.序列相關(guān)和自相關(guān)的概念和范疇是否是一個(gè)意思？.DW直與一階自相關(guān)系數(shù)的關(guān)系是什么？.什么是多重共線性？產(chǎn)生多重共線性的原因是什么？.什么是完全多重共線性？什么是不完全多重共線性？.完全多重共線性對(duì)OLS古計(jì)量的影響有哪些？.不完全多重共線性對(duì)OLS古計(jì)量的影響有哪些？.從哪些癥狀中可以判斷可能存在多重共線性？.什么是方差膨脹因子檢驗(yàn)法？.模型中引入虛擬變量的作用是什么？.虛擬變量引入的原則是什么？.虛擬變量引入的方式及每種方式的作用是什么？.判斷計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型優(yōu)劣的基本原則是什么？.模型設(shè)定誤差的類型有那些？.工具變量選擇必須滿足的條件是什么？.設(shè)定誤差產(chǎn)生的主要原因是什么？.在建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型時(shí)，什么時(shí)候，為什么要引入虛擬變量？(Y—Y)2=68113.6, (Y—Y)2=68113.6, X-XY-Y=16195.4（3）采用直線回歸方程擬和出的模型為五、計(jì)算與分析題1.下表為日本的匯率與汽車出口數(shù)量數(shù)據(jù),年度1986198719881989199019911992199319941995X16814512813814513512711110294Y661631610588583575567502446379X:年均匯率（日元/美元） Y:汽車出口數(shù)量（萬輛）問題：（1）畫出X與Y關(guān)系的散點(diǎn)圖。，一、2(X—X)2=4432.1,（2）計(jì)算X與Y，一、2(X—X)2=4432.1,Y?81.72 3.65Xt值t值1.24277.2797R2=0.8688 F=52.99解釋參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。.已知一模型的最小二乘的回歸結(jié)果如下：Y?i=101.4-4.78Xi 標(biāo)準(zhǔn)差 （45.2） （1.53） n=30 R2=0.31其中，Y：政府債券價(jià)格（百美元），X:利率（％）?；卮鹨韵聠栴}：（1）系數(shù)的符號(hào)是否正確，并說明理由；（2）為什么左邊是Y?i而不是Yi;（3）在此模型中是否漏了誤差項(xiàng)ui；（4）該模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是什么。3.估計(jì)消費(fèi)函數(shù)模型YiUi得3.估計(jì)消費(fèi)函數(shù)模型YiUi得（?i=15 0.81Yi其中，C：消費(fèi)（元）已知t0.025（19）2.0930,t值（13.1）（18.7）丫：收入（元）n=19 R2=0.81t0.05（19）1.729,t0.025（17） 2.1098,1。5（17）1.7396。問：（1）利用t值檢驗(yàn)參數(shù) 的顯著性（a=0.05）;（2）確定參數(shù) 的標(biāo)準(zhǔn)差；（3）判斷一下該模型的擬合情況。.已知估計(jì)回歸模型得Y?i=81.7230 3.6541Xi 且（X—X）2=4432.1, （Y—丫）2=68113.6,求判定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)。.有如下表數(shù)據(jù)日本物價(jià)上漲率與失業(yè)率的關(guān)系年份物價(jià)上漲率（％）P失業(yè)率（％）U19860.62.819870.12.819880.72.519892.32.319903.12.119913.32.119921.62.219931.32.519940.72.91995-0.13.2（1）設(shè)橫軸是U,縱軸是P,畫出散點(diǎn)圖。根據(jù)圖形判斷，物價(jià)上漲率與失業(yè)率之間是什么樣的關(guān)系？擬合什么樣的模型比較合適？ （2）根據(jù)以上數(shù)據(jù)，分別擬合了以下兩個(gè)模型：1模型一：P6.3219.14— 模型一：P8.642.87UU分別求兩個(gè)模型的樣本決定系數(shù)。.根據(jù)容量n=30的樣本觀測值數(shù)據(jù)計(jì)算得到下列數(shù)據(jù)： XY=146.5,X=12.6,Y=11.3,X2=164.2,Y2=134.6,試估計(jì)Y對(duì)X的回歸直線。8,下表中的數(shù)據(jù)是從某個(gè)行業(yè)5個(gè)不同的工廠收集的，請(qǐng)回答以下問題：總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y8044517061X1246118

（1）估計(jì)這個(gè)行業(yè)的線性總成本函數(shù)： Yi=?0+&xi （2）?0和bi的經(jīng)濟(jì)含義是什么?9.有10戶家庭的收入（X,元）和消費(fèi)（丫，百元）數(shù)據(jù)如下表：10戶家庭的收入（X）與消費(fèi)（丫）的資料X20303340151326383543丫7981154810910若建立白消費(fèi)丫對(duì)收入X的回歸直線的Eviews輸出結(jié)果如下:DependentVariable:YVariable Coefficient Std.ErrorX0.2022980.023273C2.1726640.720217R-squared0.904259S.D.dependent2.23358var2Adjusted0.892292F-statistic75.5589R-squared8Durbin-Watson2.077648Prob(F-statistic)0.00002stat4（1）說明回歸直線的代表性及解釋能力。（2）在95%的置信度下檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性。（t0.025（10）2.2281,t0,05（10）1.8125,t0.025（8）2.3060,to.o5(8)1.8595)（3）在95%的置信度下，預(yù)測當(dāng)X=45（百元）時(shí)，消費(fèi)（丫）的置信區(qū)間。（其中X29.3,（xx）2992.1）.已知相關(guān)系數(shù)r=0.6,估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差？=8,樣本容量n=62。求：（1）剩余變差；（2）決定系數(shù)；（3）總變差。.在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料：2_2 2X=16,丫=10,n=20,r=0.9,（Yi-Y）2=2000。（1）計(jì)算丫對(duì)X的回歸直線的斜率系數(shù)。（2）計(jì)算回歸變差和剩余變差。（3）計(jì)算估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差.根據(jù)對(duì)某企業(yè)銷售額丫以及相應(yīng)價(jià)格X的11組觀測資料計(jì)算：2 _ 2XY=117849,X=519,丫=？",*=284958,丫=49046（1）估計(jì)銷售額對(duì)價(jià)格的回歸直線；（2）當(dāng)價(jià)格為X1=10時(shí)，求相應(yīng)的銷售額的平均水平，并求此時(shí)銷售額的價(jià)格彈性。13.假設(shè)某國的貨幣供給量Y與國民收入X的歷史如系下表。某國的貨幣供給量X與國民收入丫的歷史數(shù)據(jù)年份X丫年份X丫年份X丫19852.05.019893.37.219934.89.719862.55.519904.07.719945.010.019873.2619914.28.419955.211.219883.6719924.6919965.812.4根據(jù)以上數(shù)據(jù)估計(jì)貨幣供給量丫對(duì)國民收入X的回歸方程，利用Eivews軟件輸出結(jié)果為:DependentVariable:YVariable CoefficieStd.Errort-StatisticProb.X1.9680850.13525214.551270.0000C0.3531910.5629090.6274400.5444ntR-squared0.954902Meandependent8.25833

AdjustedR-squaredS.E.ofregressionvar0.950392 S.D.dependentvarAdjustedR-squaredS.E.ofregressionvar0.950392 S.D.dependentvar0.510684 F-statisticSumsquaredresid2.607979Prob(F-statistic)32.292858211.73940.000000問：(1)寫出回歸模型的方程形式，并說明回歸系數(shù)的顯著性( 0.05)。 (2)解釋回歸系數(shù)的含義。(2)如果希望1997年國民收入達(dá)到15,那么應(yīng)該把貨幣供給量定在什么水平？.假定有如下的回歸結(jié)果Y?2.69110.4795Xt其中，Y表示美國的咖啡消費(fèi)量(每天每人消費(fèi)的杯數(shù))，X表示咖啡的零售價(jià)格(單位：美元/杯)，t表示時(shí)間。問：(1)這是一個(gè)時(shí)間序列回歸還是橫截面回歸？做出回歸線。(2)如何解釋截距的意義？它有經(jīng)濟(jì)含義嗎？如何解釋斜率？( 3)能否救出真實(shí)的總體回歸函數(shù)？X(4)根據(jù)需求的價(jià)格彈性定義： 彈性=斜率X,依據(jù)上述回歸結(jié)果，你能救出對(duì)咖啡需求的價(jià)格彈性嗎？如果不能，計(jì)算此彈性還需要其他什么信息？.下面數(shù)據(jù)是依據(jù)10組X和Y的觀察值得到的：_ _ 2 2Yi1110,Xi1680, XiYi204200,Xi315400,Yi 133300假定滿足所有經(jīng)典線性回歸模型的假設(shè)，求 0,1的估計(jì)值；.根據(jù)某地1961—1999年共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：近1--3.938+14513nL+0.38411HK(0.237)(0.083)(0.048)解一口-網(wǎng)6,DW=0.858式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。(1)解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義； (2) 系數(shù)的符號(hào)符合你的預(yù)期嗎？為什么？.某計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾用1921~1941年與1945~1950年(1942~1944年戰(zhàn)爭期間略去)美國國內(nèi)消費(fèi)C和工資收入W、非工資一非農(nóng)業(yè)收入P、農(nóng)業(yè)收入A的時(shí)間序列資料，利用普通最小二乘法估計(jì)得出了以下回歸方程：Y?8.1331.059W0.452P0.121A(8.92) (0.17) (0.66) (1.09)_2一一 一R0.95F107.37式下括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。試對(duì)該模型進(jìn)行評(píng)析，指出其中存在的問題。.計(jì)算下面三個(gè)自由度調(diào)整后的決定系數(shù)。這里， R2為決定系數(shù)，n為樣本數(shù)目，k為解釋變量個(gè)數(shù)。(1)R20.75nk2(2)R20.35nk3(3)R20.95n k519.設(shè)有模型ytb0bx1tb2x2tut,試在下列條件下：①b1b21②b1b2。分別求出b1,2的最小二乘估計(jì)量。

.假設(shè)要求你建立一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來說明在學(xué)校跑道上慢跑一英里或一英里以上的人數(shù)，以便決定是否修建第二條跑道以滿足所有的鍛煉者。你通過整個(gè)學(xué)年收集數(shù)據(jù)，得到兩個(gè)可能的解釋性方程：方程A: Y? 125.0 15.0X1 1.0X2 1.5X3 R2 0.75方程B: Y? 123.0 14.0X1 5.5X2 3.7X4 R2 0.73其中：Y——某天慢跑者的人數(shù)X其中：Y——某天慢跑者的人數(shù)X1該天降雨的英寸數(shù)X2——該天日照的小時(shí)數(shù)X3X3——該天的最高溫度(按華氏溫度)X4——第二天需交學(xué)期論文的班級(jí)數(shù)請(qǐng)回答下列問題：(1)這兩個(gè)方程你認(rèn)為哪個(gè)更合理些，為什么？(2)為什么用相同的數(shù)據(jù)去估計(jì)相同變量的系數(shù)得到不同的符號(hào)？.假定以校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量作為被解釋變量，盒飯價(jià)格、氣溫、附近餐廳的盒飯價(jià)格、學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量(單位：千人)作為解釋變量，進(jìn)行回歸分析；假設(shè)不管是否有假期，食堂都營業(yè)不幸的是，食堂內(nèi)的計(jì)算機(jī)被一次病毒侵犯，所有的存儲(chǔ)丟失，無法恢復(fù)，你不能說出獨(dú)立變量分別代表著哪一項(xiàng)！下面是回歸結(jié)果(括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差)：Y?10.628.4X1i12.7X2i0.61X3i5.9X4i2 (6.3)(0.61)(5.9) R0.63n35要求：(1)試判定每項(xiàng)結(jié)果對(duì)應(yīng)著哪一個(gè)變量？(2)對(duì)你的判定結(jié)論做出說明。.設(shè)消費(fèi)函數(shù)為V\ b0b/ Ui,其中yi為消費(fèi)支出，X為個(gè)人可支配收入， Ui為隨機(jī)誤差項(xiàng),并且E(uJ0,Var(uJ 2x：(其中2為常數(shù))。試回答以下問題：(1)選用適當(dāng)?shù)淖儞Q修正異方差，要求寫出變換過程；(2)寫出修正異方差后的參數(shù)估計(jì)量的表達(dá)式23.檢驗(yàn)下列模型是否存在異方差性，列出檢驗(yàn)步驟，給出結(jié)論。Vt Vt b0 b1x1t b2x2t b3x3tUt樣本共40個(gè)，本題假設(shè)去掉c=12個(gè)樣本，假設(shè)異方差由刈引起，數(shù)值小的一組殘差平方和為RSS,0.466E17,數(shù)值大的一組平方和為RSS,0.36E17。F0.05(10,10)2.982.假設(shè)回歸,K型為：V\a5,其中：Ui:N(0, x);E(um)0,ij；并且Xi是非隨機(jī)變量,求模型參數(shù)b的最佳線性無偏估計(jì)量及其方差.現(xiàn)有x和Y的樣本觀測值如下表：X2510410y4745922 假設(shè)y對(duì)x的回歸模型為y b0bX且Var(Ui)為，試用適當(dāng)?shù)姆椒ü烙?jì)此回歸模型。.根據(jù)某地1961—1999年共39年的總產(chǎn)出丫、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：ln?=-3938+1.451]nL+03S411nK(0.237)(0.083)(0.048)

二」「一DW=0.858上式下面括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差。在 5%勺顯著性水平之下，由DW僉驗(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?應(yīng)如何改進(jìn)？.根據(jù)我國1978——2000年的財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值X的統(tǒng)計(jì)資料，可建立如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：Y556.64770.1198X(22.7229)R2=0.9609,S.E=731.2086,F=516.3338,DW=0.3474請(qǐng)回答以下問題：何謂計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的自相關(guān)性？試檢驗(yàn)該模型是否存在一階自相關(guān)，為什么？自相關(guān)會(huì)給建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型產(chǎn)生哪些影響？如果該模型存在自相關(guān)，試寫出消除一階自相關(guān)的方法和步驟。(臨界^SdL1.24,du1.43).對(duì)某地區(qū)大學(xué)生就業(yè)增長影響的簡單模型可描述如下 ：gEMPt 0 1gMIN1t2gPOP 3gGDP〔t 4gGDPt式中，為新就業(yè)的大學(xué)生人數(shù)，MIN1為該地區(qū)最低限度工資，PO次新畢業(yè)的大學(xué)生人數(shù)，GDP偽該地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值，GD次該國國內(nèi)生產(chǎn)總值；g表示年增長率。(1)如果該地區(qū)政府以多多少少不易觀測的卻對(duì)新畢業(yè)大學(xué)生就業(yè)有影響的因素作為基礎(chǔ)來選擇最低限度工資，則OLS古計(jì)將會(huì)存在什么問題？(2)令MIN為該國的最低限度工資，它與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)嗎？(3)按照法律，各地區(qū)最低限度工資不得低于國家最低工資，哪么gMIN能成為gMIN1的工具變量嗎？.下列假想的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是否合理，為什么？(1)GDPiGDPiS(1)GDPiGDPiS1 S2額。Yt 11t2Lt職工人數(shù)。Yt Pt指數(shù)。(5)財(cái)政收入f(財(cái)政支出)其中，GDPi(i123)是第i產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值。其中，S、工分別為農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民年末儲(chǔ)蓄存款余其中，Y、I、L分別為建筑業(yè)產(chǎn)值、建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資和其中，Y、P分別為居民耐用消費(fèi)品支出和耐用消費(fèi)品物價(jià)(6)煤炭產(chǎn)量 f(L,K,X1,X2)其中，L、K分別為煤炭工業(yè)職工人數(shù)和固定資產(chǎn)原值， xi、X2分別為發(fā)電量和鋼鐵產(chǎn)量.指出下列假想模型中的錯(cuò)誤，并說明理由：(1)RSt8300.00.24RIt1.121Vt其中， 為第t年社會(huì)消費(fèi)品零售總額(億元)， 為第t年居民收入總額(億元)(城鎮(zhèn)居民可支配收入總額與農(nóng)村居民純收入總額之和)， 為第t年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額(億元)。Ct1801.2Yt 其中，C、Y分別是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和可支配收入。1nYt 1.151.62lnKt0.281nL其中，丫、K、L分別是工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)生產(chǎn)資金和職工人數(shù)。.假設(shè)王先生估計(jì)消費(fèi)函數(shù)(用模型CiabYUi表示)，并獲得下列結(jié)果：Ci150.81Yi,n=19

(3.1)(18.7)R 2=0.98這里括號(hào)里的數(shù)字表示相應(yīng)參數(shù)的T比率值。要求：(1)利用T比率值檢驗(yàn)假設(shè)：b=0(取顯著水平為5%);(2)確定參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差；(3)構(gòu)造b的95%勺置信區(qū)間，這個(gè)區(qū)間包括0嗎？.根據(jù)我國1978——2000年的財(cái)政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值X的統(tǒng)計(jì)資料，可建立如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型:Y556.64770.1198X

(2.5199) (22.7229)R2=0.9609,S.E=731.2086,F=516.3338,DW=0.3474請(qǐng)回答以下問題：(1)何謂計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的自相關(guān)性？(2)試檢驗(yàn)該模型是否存在一階自相關(guān)及相關(guān)方向，為什么？(3)自相關(guān)會(huì)給建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型產(chǎn)生哪些影響？(HW?dL1.24,dU1.43).以某地區(qū)22年的年度數(shù)據(jù)估計(jì)了如下工業(yè)就業(yè)回歸方程Y3.890.511nxi0.25lnX20.62lnX3(-0.56)(2.3) (-1.7) (5.8)—2R0.996 DW1.147式中，Y為總就業(yè)量；X1為總收入；X2為平均月工資率；X3為地方政府的總支出。(1)試證明：一階自相關(guān)的DW僉驗(yàn)是無定論的。(2)逐步描述如何使用LM僉驗(yàn)34.下表給出三變量模型的回歸結(jié)果：方差來源平方和(SS)自由度平方和的均值來自回歸65965Yd.f.)(MSS)(ESO差一一一(RSS)(TSS)66042142要求：(1)樣本容量是多少？(2)求RSS(3)ESSffiRSS勺自由度各是多少？(4)求R2和R?35.根據(jù)我國1985——2001年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)性支出資料，按照凱恩斯絕對(duì)收入假說建立的消費(fèi)函數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為：c137,4220.722y(5.875) (127.09)2R20.999-S.E.51.9-DW1.205.F161517 7 7et 451.90.871y(0.283) (5.103)R20.634508.S.E3540.DW1.91.F26.040617 7 7要求:其中：y是居民人均可支配收入，c是居民人均消費(fèi)性支出要求:(1)解釋模型中137.422和0.772的意義；(2)簡述什么是模型的異方差性；(3)檢驗(yàn)該模型是否存在異方差性；.考慮下表中的數(shù)據(jù)Y-10-8-6-4-20246810X1234567891011X13579111315171921假設(shè)你做Y對(duì)X和%的多元回歸，你能估計(jì)模型的參數(shù)嗎？為什么？.在研究生產(chǎn)函數(shù)時(shí)，有以下兩種結(jié)果：lnQ?5.040.087lnk0.893lnl ”、2 (1)s(1.04)(0.087) (0.137) R20.878n21InG8.57 0.0272t 0.46lnk 1.258lnls (2.99) (0.0204) (0.333) (0.324) R2 0.889n21其中，Q=產(chǎn)量，K=資本，L=勞動(dòng)時(shí)數(shù)，t=時(shí)間，口=樣本容量請(qǐng)回答以下問題：(1)證明在模型(1)中所有的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的( 卡0.05)(2)證明在模型(2)中t和lnk的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著(a=0.05)。(3)可能是什么原因造成模型(2)中l(wèi)nk不顯著的？.根據(jù)某種商品銷售量和個(gè)人收入的季度數(shù)據(jù)建立如下模型：YHb2D1tb3D2tb,D3ibsD4tbeXUt其中，定義虛擬變量Dit為第i季度時(shí)其數(shù)值取1,其余為00這時(shí)會(huì)發(fā)生什么問題，參數(shù)是否能夠用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)？.某行業(yè)利潤Y不僅與銷售額X有關(guān)，而且與季度因素有關(guān)。如果認(rèn)為季度因素使利潤平均值發(fā)生變異，應(yīng)如何引入虛擬變量？如果認(rèn)為季度因素使利潤對(duì)銷售額的變化額發(fā)生變異，應(yīng)如何引入虛擬變量？如果認(rèn)為上述兩種情況都存在，又應(yīng)如何引入虛擬變量？對(duì)上述三種情況分別設(shè)定利潤模型。.設(shè)我國通貨膨脹I主要取決于工業(yè)生產(chǎn)增長速度G,1988年通貨膨脹率發(fā)生明顯變化。假設(shè)這種變化表現(xiàn)在通貨膨脹率預(yù)期的基點(diǎn)不同假設(shè)這種變化表現(xiàn)在通貨膨脹率預(yù)期的基點(diǎn)和預(yù)期都不同對(duì)上述兩種情況，試分別確定通貨膨脹率的回歸模型。.一個(gè)由容量為209的樣本估計(jì)的解釋CEOI?水的方程為：lnY4.590.257lnX10.011X20.158D10.181D20.283D3(15.3)(8.03) (2.75) (1.775)(2.13)(-2.895)其中,Y表示年薪水平(單位：萬元)，X1表示年收入(單位：萬元)，X2表示公司股票收益(單位：萬元);D1,D2,D3均為虛擬變量，分別表示金融業(yè)、消費(fèi)品工業(yè)和公用業(yè)。假設(shè)對(duì)比產(chǎn)業(yè)為交通運(yùn)輸業(yè)(1)解釋三個(gè)虛擬變量參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義。(2)保持X1和X2不變，計(jì)算公用事業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)之間估計(jì)薪水的近似百分比差異。這個(gè)差異在 1%的顯著性水平上是統(tǒng)計(jì)顯著嗎？(3)消費(fèi)品工業(yè)和金融業(yè)之間估計(jì)薪水的近似百分比差異是多少？

42.在一項(xiàng)對(duì)北京某大學(xué)學(xué)生月消費(fèi)支出的研究中， 認(rèn)為學(xué)生的消費(fèi)支出除受其家庭的月收入水平外，還受在學(xué)校是否得獎(jiǎng)學(xué)金，來自農(nóng)村還是城市，是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)還是欠發(fā)達(dá)地區(qū)，以及性別等因素的影響。試設(shè)定適當(dāng)?shù)哪Ｐ停?dǎo)出如下情形下學(xué)生消費(fèi)支出的平均水平:(1)來自欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)的女生，未得獎(jiǎng)學(xué)金；(2)來自欠發(fā)達(dá)城市地區(qū)的男生，得到獎(jiǎng)學(xué)金；⑶來自發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村女生，得到獎(jiǎng)學(xué)金；(4)來自發(fā)達(dá)地區(qū)的城市男生，未得獎(jiǎng)學(xué)金.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫答案、單項(xiàng)選擇題（每小題1分）1.C2.B3.D4.A5.C 6.B 7.A8.C 9.D10.A11.D12.B13.B14,A15.16.17.A 18.C19.B20.B21.D22.D23.D24.B25.C26.D27.D28.D29.30.31.B32.D33.C34.A35.C36.D37.A38.D39.A40.D42.A43.44.45.A46.B47.C48.D49.B50.C52.C53.C54.D55.C56.C57.58.59.A60.D61.A62.D63.A64,A65.D66.A67.B68.C69.A70.C71.D72.73.A74.D 75.D76.A77.C78.D 79.B 80.B81.D82.B83.B84.D85.C86.A87.88.C89.C90.91.D92.C93.D94.A95.D96.D97.C98.D99.A100.D101.B102.D103.C104.A105.C