計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末考試題庫完整版及答案

計(jì) 量 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 題 庫、單項(xiàng)選擇題（每小題1分）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是下列哪門學(xué)科的分支學(xué)科（C。B．1933年《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》會刊出版A．統(tǒng)計(jì)學(xué) B．?dāng)?shù)學(xué) C．經(jīng)濟(jì)學(xué) D．?dāng)?shù)理統(tǒng)計(jì)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。B．1933年《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》會刊出版A．1930年世界計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)會成立C．1969年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎設(shè)立 D．1926年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（Economics）一詞構(gòu)造出來外生變量和滯后變量統(tǒng)稱為（。A．控制變量 B．解釋變量 C．被解釋變量 D．前定變4．橫截面數(shù)據(jù)是指（A。A．同一時點(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的數(shù)據(jù)C．同一時點(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的數(shù)據(jù)同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，同一統(tǒng)計(jì)單位按時間順序記錄形成的數(shù)據(jù)列是（C。A．時期數(shù)據(jù) B．混合數(shù)據(jù) C．時間序列數(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)值模型中其他變量影響的變量是（B。A．內(nèi)生變量 B．外生變量 C．滯后變量 D．前定變7．描述微觀主體經(jīng)濟(jì)活動中的變量關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是（A 。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)經(jīng)濟(jì)模型經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的被解釋變量一定是（ C 。A．控制變量 B．政策變量 C．內(nèi)生變量 D．外生變9．下面屬于橫截面數(shù)據(jù)的是（ D 。1－200320個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值1－200320個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值某年某地區(qū)20個鄉(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 。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虰．設(shè)定模型→估計(jì)參數(shù)→檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀媚Ｐ虲．個體設(shè)計(jì)→總體估計(jì)→估計(jì)模型→應(yīng)用模型D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（ D 。A．虛擬變量 B．控制變量 C．政策變量 D．滯后量12（ B ）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．滯后量同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為（ B 。A．橫截面數(shù)據(jù) B．時間序列數(shù)據(jù) C．修勻數(shù)據(jù) D．原始據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（ A 。A．結(jié)構(gòu)分析、經(jīng)濟(jì)預(yù)測、政策評價 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15．變量之間的關(guān)系可以分為兩大類，它們是（ A 。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 。A．變量間的非獨(dú)立關(guān)系 B．變量間的因果關(guān)系C．變量間的函數(shù)關(guān)系 D．變量間不確定性的依存關(guān)系17．進(jìn)行相關(guān)分析時的兩個變量（ A 。A．都是隨機(jī)變量 B．都不是隨機(jī)變量C．一個是隨機(jī)變量，一個不是隨機(jī)變量D．隨機(jī)的或非隨機(jī)都可18．表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是（ C 。A．X B．E(Y)

X

C．Y

Xut 0 1 t

t 0 1 t

t 0 1 t tD．Yt

X0 1 t參數(shù)的估計(jì)量具備有效性是指（ B 。A．varB．var為最小 C．D．)為最小對于Yi

Xe，以表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，表示回歸值，則（ B 。0 1 i iA．時Y?0 B．時Y?0i i i iC．時Y?為最小 ．時Y?為最小i i i ii設(shè)樣本回歸模型為YX+e，則普通最小二乘法確定的的公式中，錯誤的是（ D 。iX-YA．i i

0 1 i i

B．

inXY-XYi i i i1 XX2i

1 nX2-X2?i i?? XY-nXY

nXY-XYC．＝i i

D．＝

i i i i1 X2-nX2i

1 2x對于YX+e，以表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有（ D 。i 0 1 i i時，r=1 時，r=-1 時，r=0 時，r=1或r=-123．產(chǎn)量，臺）與單位產(chǎn)品成本Y，臺）之間的回歸方程為?3561.5X，這說明（ D A．產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本增加356元 B．產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本減少1.5元C．產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均增加356元 D．產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元在總體回歸直線?）X

表示（ B 。0 1 1A．當(dāng)X增加一個單位時，Y增加1CY增加一個單位時，X增加

個單位B．當(dāng)X增加一個單位時，Y平均增加1D．當(dāng)Y增加一個單位時，X平均增加

個單位個單位1 1對回歸模型Y＝

X

進(jìn)行檢驗(yàn)時，通常假定u

服從（ C 。i 0 1 i i iA．

2) B．t(n-2) C．N（0，2) D．t(n)i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（ D 。AY?0 BY?0 CY?＝最小i i i i i iY?＝最小i i設(shè)Y表示實(shí)際觀測值，?表示OLS估計(jì)回歸值，則下列哪項(xiàng)成立（ D 。A．?Y B．?Y C．?＝Y(jié) ．?＝Y(jié)用OLS估計(jì)經(jīng)典線性模型Y＝

X

，則樣本回歸直線通過點(diǎn) D 。i 0 1 i iA（，）

．（X，?）

C（X，?）

（X，Y）以Y?表示OLSOLS得到的樣本回歸直線???X滿足i 0 1 i（ A 。A．Y?0 B．Y0 C． （Y－?0i i i i i i．?0i i用一組有30個觀測值的樣本估計(jì)模型Y＝

X

，在0.05的顯著性水平下對

的顯著性作ti 0 1 i i 1檢驗(yàn)，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于（ D 。1A．t (30) B．t (30) C．t (28)0.05 0.025 0.05D．t (28)0.025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)（ B 。A．0.64 B．0.8 C．0.4 D．0.32相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是（ D 。A．r≤-1 B．r≥1 C．0≤r≤1 33．判定系數(shù)R2的取值范圍是（ C 。A．R2≤-1 B．R2≥1 C．0≤R2≤1 34．某一特定的X水平上，總體Y分布的離散度越大，即σ2越大，則（ A 。A．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35．如果X和Y在統(tǒng)計(jì)上獨(dú)立，則相關(guān)系數(shù)等于（ C 。A1 B－1 C0 D36．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，有（ D 。A．F＝1 B．F＝-1 C．F＝0 D．F＝∞37．在C—D生產(chǎn)函數(shù)YAK中（ A 。A.和是彈性 B.A和是彈性 C.A和是彈性 D.A是彈性回歸模型Yi

X0 1

uH：i 0 1

0

，下列說法正確的是)111服從

n

服從t（n

服從

n

服從t（n在二元線性回歸模型Yi

X0 1

X2

ui

表示（A 。1A．當(dāng)X2不變時，X1每變動一個單位Y的平均變動。 B．當(dāng)X1不變時，X2每變動一個單位Y平均變動。C．當(dāng)X1和X2都保持不變時，Y的平均變動。 D．當(dāng)X1和X2都變動一個單位時，Y的均變動。在雙對數(shù)模型lnYi

ln0

lnX1

ui

的含義是（ D。1A．Y關(guān)于X的增長量 B．Y關(guān)于X的增長速度 CY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對人均收入X的回歸模型為lnYi

2.000.75lnXi

，這表明人均收入每增加1％，人均消費(fèi)支出將增加（ C 。42．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 。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43．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時有（ C 。A.F=1 B.F=－1 C.F=∞ D.F=0下面說法正確的是（ D 。A.內(nèi)生變量是非隨機(jī)變量 B.前定變量是隨機(jī)變量 C.外生變量是隨機(jī)變量 D.外生變量是非隨變量在具體的模型中，被認(rèn)為是具有一定概率分布的隨機(jī)變量是（ A 。A.內(nèi)生變量 B.外生變量 C.虛擬變D.前定變量回歸分析中定義的（ B 。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47．計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的被解釋變量一定是（ C 。A．控制變量 B．政策變量C．內(nèi)生變量 D．外生變量在由n30的一組樣本估計(jì)的包含3個解釋變量的線性回歸模型中計(jì)算得多重決定系數(shù)為則調(diào)整后的多重決定系數(shù)為（ D）A.0.8603 B.0.8389 C.0.8655 D.0.8327下列樣本模型中，哪一個模型通常是無效的（ B）A.Ci

（消費(fèi)）=500+0.8

（收入）

Qd（商品需求）=10+0.8I

（收入）+0.9P（價格）iiiC.Qs（商品供給）=20+0.75P（價格） D.Y（產(chǎn)出量）=0.65L0.6（勞動）K0.4（資本）iiii i i i i30

bbx

b

u0.05的顯著性水平上對

的顯著1t011t22tt1性作t1t011t22tt1

顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計(jì)量t大于等于（ C ）0.025A.t0.05(30) B.t0.025(28) C.t0.025(27) D.F0.025

(1,28)0模型lnytln0

blnx u b中，1 t t 1中，

的實(shí)際含義是（ B）A.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．在多元線性回歸模型中，若某個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于１，則表明模型中存（ C）A.異方差性 B.序列相關(guān) C.多重共線性 D.高擬合優(yōu)度ybbxt 0 1

bx22t

......bx u 中，檢驗(yàn)H :b0(i0,1,2,...k)時，所用的統(tǒng)計(jì)量k kt t 0 t服從( C )A.t(n-k+1) B.t(n-k-2) C.t(n-k-1) D.t(n-k+2)調(diào)整的判定系數(shù) 與多重判定系數(shù) 之間有如下關(guān)系( D )A.R2

n1 n1R2 B.R21 R2nk1 nk1n1 n1C.R21 (1R2) D.R21 (1R2)nk1 nk1關(guān)于經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行預(yù)測出現(xiàn)誤差的原因，正確的說法是（ C 。A.只有隨機(jī)因素 B.只有系統(tǒng)因素 C.既有隨機(jī)因素，又有系統(tǒng)因素 D.A、B、C不對在多元線性回歸模型中對樣本容量的基本要求是(k為解釋變量個數(shù))（ C）An≥k+1 Bn<k+1 Cn≥30或n≥3（k+1） D57.下列說法中正確的是（ D）ARBR

很高，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好較低，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58.半對數(shù)模型Y01lnX中，參數(shù)1的含義是（ C 。A．X的絕對量變化，引起Y的絕對量變化 B．Y關(guān)于X的邊際變化C．X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 D．Y關(guān)于X的彈59.半對數(shù)模型lnY01X中，參數(shù)1的含義是（ A 。A.X的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量Y的相對變化率 B.Y關(guān)于X的彈性C.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 D.Y關(guān)于X的邊際變化0 1 60.雙對數(shù)模型lnY lnX中，參數(shù) 的含義是（ D 0 1 A.X的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化 B.Y關(guān)于X的邊際變化C.X的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量Y的相對變化率 D.Y關(guān)于X的彈61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗(yàn)（ A ）A.異方差性 B.自相關(guān)性 C.隨機(jī)解釋變量 D.多重共線62.在異方差性情況下，常用的估計(jì)方法是（ D ）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63.White檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)（ A ）A.異方差性 B.自相關(guān)性 C.隨機(jī)解釋變量 D.多重共線64.Glejser檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)（ A ）A.異方差性 B.自相關(guān)性 C.隨機(jī)解釋變量 D.多重共線65.下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（ D ）A.戈德菲爾特——匡特檢驗(yàn) B.懷特檢驗(yàn) C.戈里瑟檢驗(yàn) D.方差膨脹因子檢驗(yàn)66.當(dāng)存在異方差現(xiàn)象時，估計(jì)模型參數(shù)的適當(dāng)方法是（ A ）A.加權(quán)最小二乘法 B.工具變量法 C.廣義差分法 D.使用非樣本先信息加權(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（ B）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e x e 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 i與 i有顯著的形式 i v

vi的相關(guān)關(guān)系（ i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，權(quán)數(shù)應(yīng)為（ C ）1 1 1ixi

x2i

xiix xii果戈德菲爾特——匡特檢驗(yàn)顯著，則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)重的（ A ）A.異方差問題 B.序列相關(guān)問題 C.多重共線性問題 D.設(shè)定誤問題設(shè)回歸模型為yi

bxi

ui，其中Var(ui

)2xi

，則b的最有效估計(jì)量為（ C ）? xy

nxyxybx2

y

1 ynA. B.

x2(

x)2

C. x D. n x如果模型y=b+bx+u存在序列相關(guān)，則（ D 。t 0 1t tA.cov(x,u)=0 B.cov(u,u)=0(t≠s) C.cov(x,u)≠0 D.cov(u,u)t t t s≠0(t≠s)

t t t sDW檢驗(yàn)的零假設(shè)是ρ為隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階相關(guān)系數(shù)（ B 。A．DW＝0 B．ρ＝0 C．DW＝1 D．ρ＝173．下列哪個序列相關(guān)可用DW檢驗(yàn)（v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t（ A 。A．u＝ρu+v

B．u＝ρu

+ρ2u

+…+v

C．u＝ρv

D．u＝ρv+ρ2vt t－1 t+…

t t－1

t－2 t t t

t t t-174．DW的取值范圍是（ D 。A．-1≤DW≤0 B．-1≤DW≤1 C．-2≤DW≤2 75．當(dāng)DW＝4時，說明（ D 。A．不存在序列相關(guān) B．不能判斷是否存在一階自相C．存在完全的正的一階自相關(guān) D．存在完全的負(fù)的一階自相關(guān)76．根據(jù)20個觀測值估計(jì)的結(jié)果，一元線性回歸模型的DW＝2.3。在樣本容量n=20,解釋變量k=1，著性水平為0.05時，查得dl=1,du=1.41,則可以決斷（ A 。A．不存在一階自相關(guān) B．存在正的一階自相關(guān) C．存在負(fù)的一階自 D．無法確77．當(dāng)模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時，適宜的參數(shù)估計(jì)方法是（ C 。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78．對于原模型yt=b0+b1xt+ut，廣義差分模型是指（ D 。tf(x)tf(x)t

=b 1f(x)tf(x)t

b x utf(x)ttf(x)ttf(x)ty=bt 1

xut tyt

=b+b0

xut tyt

y

=b

(1-)+b(x1 t

x

t-1

)(ut

)t-179．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（ B 。A．ρ≈0 B．ρ≈1 C．-1＜ρ＜0 D．0＜ρ＜180．定某企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型S=b+bP+u描述的（其中SP為價格t 0 1t t t t在t-1期生產(chǎn)過剩，經(jīng)營人員會削減t期的產(chǎn)量。由此決斷上述模型存在（ B 。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n=30的樣本估計(jì)yt則認(rèn)為原模型（ D 。

??x+e后計(jì)算得DW＝1.45%dl=1.35,du=1.49,0 1 t tA．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．無法判斷是否在一階自相關(guān)。于模型yx+e，以ρ表示e與

之間的線性相關(guān)關(guān)系（t=1,2,…T）,則下列明顯錯誤的t是（ B

1 t t

t t-1＝1，DW＝0同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為（ B 。A.橫截面數(shù)據(jù) B.時間序列數(shù)據(jù) C.修勻數(shù)據(jù) D.原始數(shù)84．當(dāng)模型存在嚴(yán)重的多重共線性時，OLS估計(jì)量將不具備（ D ）A．線性 B．無偏性 C．有效性 D．一致性85．經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為某個解釋與其他解釋變量間多重共線性嚴(yán)重的情況是這個解釋變量的VIF（C A．大于 B．小于 C．大于5 D．小于586．模型中引入實(shí)際上與解釋變量有關(guān)的變量，會導(dǎo)致參數(shù)的OLS估計(jì)量方差（ A 。A．增大 B．減小 C．有偏 D．非有效對于模型y=b+bx+bx +u，與r=0相比

＝0.5時，估計(jì)量的方差將是原來的（ B 。t 0 11t 22t t 12 12A．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（ C 。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)的相性在多元線性回歸模型中，若某個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于1，則表明模型中存在( C )。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，參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差（A 。A．變大 B．變小 C．無法估計(jì) D．無窮大91．完全多重共線性時，下列判斷不正確的是（ D 。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)算模型擬合程度設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)yi

c cx0 1

xi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，則考慮上述構(gòu)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 ）個 B.2個 C.3個 D.4個當(dāng)質(zhì)的因素引進(jìn)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型時，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 ）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yx，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i i i( D D)A.無偏且一致 B.無偏但不一致 C.有偏但一致 D.有偏且不一致假定正確回歸模型為yi

x11i

x2

，若遺漏了解釋變量X2，且X1、X2線性相關(guān)則 的i 1普通最小二乘法估計(jì)量( D )A.無偏且一致 B.無偏但不一致 C.有偏但一致 D.有偏且不一97．模型中引入一個無關(guān)的解釋變量( C )A.對模型參數(shù)估計(jì)量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響 B.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量有偏C.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量精度下降 D.導(dǎo)致普通最小二乘估計(jì)量有偏，同時精度下降設(shè)消費(fèi)函數(shù)yaaDt 0 1

xut

D，如果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明a0西部

0成立，則東中部的消費(fèi)函數(shù)與西部的消費(fèi)函數(shù)是( D )。A.相互平行的 B.相互垂直的 C.相互交叉的 D.相互重疊的虛擬變量( A )A.主要來代表質(zhì)的因素，但在有些情況下可以用來代表數(shù)量因素 B.只能代表質(zhì)的因C.只能代表數(shù)量因素 D.只能代表季節(jié)影響因素100．分段線性回歸模型的幾何圖形是( D )。A.平行線 B.垂直線 C.光滑曲線 D.折線101．如果一個回歸模型中不包含截距項(xiàng)，對一個具有m個特征的質(zhì)的因素要引入虛擬變量數(shù)目( B )。A.m B.m-1 C.m-2 D.m+1yt

bbx0 1

u，其中Y是商品的需求量，X是商品的價格，為了考慮全年t12個月份季節(jié)變動的影響，假設(shè)模型中引入了12個虛擬變量，則會產(chǎn)生的問題為（ D 。A．異方差性 B．序列相關(guān) C．不完全的多重共線性 D．完全的多重共線性yt

bbx0 1

u，為了考慮“地區(qū)”因素（北方、南方，引入2個虛擬變量形成截距變t動模型，則會產(chǎn)生（ C 。A.序列的完全相關(guān) B.序列不完全相關(guān) C.完全多重共線性 D.不完全多重線性設(shè)消費(fèi)函數(shù)為yi

Dbxo 1 0

bDx1

ui

1城鎮(zhèn)家庭D0

，當(dāng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明下11列哪項(xiàng)成立時，表示城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費(fèi)行為（ A 。11A.

o b1，11，

o B.

o b，1，

o C.

o b，1，

o D.

o b o，1，1設(shè)無限分布滯后模型為Y1t

=+ X0 t

+X1

t-1

+2

+

+U，且該模型滿足Koyck變換的假定，t則長期影響系數(shù)為（ C 。0

0

D．不確定0 1 10對于分布滯后模型，時間序列資料的序列相關(guān)問題，就轉(zhuǎn)化為（ B 。異方差問題 B．多重共線性問題 C．多余解釋變量 D．隨機(jī)解釋變量在分布滯后模型Yt

X0 t

1

t

2

t2

u中，短期影響乘數(shù)為（ D 。t1A．11

1

C． 0 D．1 0對于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用( D )。A．普通最小二乘法 B．間接最小二乘法 C．二階段最小二乘法 D．工具變量109．koyck變換模型參數(shù)的普通最小二乘估計(jì)量是( D )。A．無偏且一致 B．有偏但一致 C．無偏但不一致 D．有偏且不一110．下列屬于有限分布滯后模型的是（ D 。A．YXt 0

Y1t1

Y u2t2 t

B．YXt 0

Y1t1

Y 2t2

Y uktk tC．Yt

X0 t

1

t

2

ut2 t

D．Yt

X0 t

1

t

2

t2

k

utk t消費(fèi)函數(shù)模型C4000.5I0.3I ，其中I為收入，則當(dāng)期收入t t tt2響是：I增加一單位，C 增加（ C 。t t2

對未來消費(fèi)C 的影t t2A．0.5個單位 B．0.3個單位 C．0.1個單位 D．0.9個單位下面哪一個不是幾何分布滯后模型（ D 。A．koyck變換模型 B．自適應(yīng)預(yù)期模型 C．局部調(diào)整模型 D．有限多項(xiàng)式滯后模型113．有限多項(xiàng)式分布滯后模型中，通過將原來分布滯后模型中的參數(shù)表示為滯后期i的有限多項(xiàng)式從而克服了原分布滯后模型估計(jì)中的（ D 。A．異方差問題 B．序列相關(guān)問題 C．多重共性問題 D．參數(shù)過多難估計(jì)問題分布滯后模型Yt

X0 t

1

t

2

t

3

t

u中，為了使模型的自由度達(dá)到30，必須擁t有多少年的觀測資料（ D 。A．32 B．33 C．34 D．38如果聯(lián)立方程中某個結(jié)構(gòu)方程包含了所有的變量，則這個方程為（ C 。A．恰好識別 B．過度識別 C．不可識別 D．可以識別116．下面關(guān)于簡化式模型的概念，不正確的是（ C 。A．簡化式方程的解釋變量都是前定變量 B．簡化式參數(shù)反映解釋變量對被解釋的變量的總影C．簡化式參數(shù)是結(jié)構(gòu)式參數(shù)的線性函數(shù) D．簡化式模型的經(jīng)濟(jì)含義不明確117．對聯(lián)立方程模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的方法可以分兩類，即：( B )。A．間接最小二乘法和系統(tǒng)估計(jì)法 方程估計(jì)法和系統(tǒng)估計(jì)法C．單方程估計(jì)法和二階段最小二乘法 D．工具變量法和間接最小二乘法在結(jié)構(gòu)式模型中，其解釋變量( C )。都是前定變量 都是內(nèi)生變量 可以內(nèi)生變量也可以是前定變量 是外生變量如果某個結(jié)構(gòu)式方程是過度識別的，則估計(jì)該方程參數(shù)的方法可用（ A 。A．二階段最小二乘法 B．間接最小二乘法 C．廣義差分法 D．加權(quán)最小二乘120．當(dāng)模型中第i個方程是不可識別的，則該模型是( B )。A．可識別的 B．不可識別的 C．過度識別 D．恰好識別121．結(jié)構(gòu)式模型中的每一個方程都稱為結(jié)構(gòu)式方程，在結(jié)構(gòu)方程中，解釋變量可以是前定變量，也以是( C )A．外生變量 B．滯后變量C．內(nèi)生變量 D．外生變量和內(nèi)生變量CCaaYut01t1tIbbYbYutYCIG0 1t2t12tttttA．Y B．Y C．I D．Gt t–1 t tCaaYu在完備的結(jié)構(gòu)式模型Itb0 1t u 中，隨機(jī)方程是指（ D 。 bYbYt 0 1t 2t2tYCIGt t t tA．方程1 B．方程2 C．方程3 D．方程1和124．聯(lián)立方程模型中不屬于隨機(jī)方程的是（ D 。A．行為方程 B．技術(shù)方程 C．制度方程 D．恒等125．結(jié)構(gòu)式方程中的系數(shù)稱為（ C 。A．短期影響乘數(shù) B．長期影響乘數(shù) C．結(jié)構(gòu)式參數(shù) D．簡化式參126．簡化式參數(shù)反映對應(yīng)的解釋變量對被解釋變量的（ C。A．直接影響 B．間接影響 C．前兩者之和 D．前兩者之差127．對于恰好識別方程，在簡化式方程滿足線性模型的基本假定的條件下，間接最小二乘估計(jì)量具備（ D 。A．精確性 B．無偏性 C．真實(shí)性 D．一致二、多項(xiàng)選擇題（每小題2分）1．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（ ADE 。A．統(tǒng)計(jì)學(xué) B．?dāng)?shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué) C．經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué) D．?dāng)?shù)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（ AC 。理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)廣義計(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（ BD 。理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)廣義計(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（ AB 。解釋變量 B．被解釋變量 C．內(nèi)生變量D．外生變量 E．控制量從變量的性質(zhì)看，經(jīng)濟(jì)變量可分為（ CD 。解釋變量 B．被解釋變量 C．內(nèi)生變量D．外生變量 E．控制量使用時序數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析時，要求指標(biāo)統(tǒng)計(jì)的（ ABCDE 。對象及范圍可比 B．時間可比 C．口徑可比D．計(jì)算方法可比 E．內(nèi)容可7．一個計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型由以下哪些部分構(gòu)成（ ABCD 。A．變量 B．參數(shù) C．隨機(jī)誤差項(xiàng)D．方程式 E．虛擬量與其他經(jīng)濟(jì)模型相比，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型有如下特點(diǎn)（ BCD 。A．確定性 B．經(jīng)驗(yàn)性 C．隨機(jī)性D．動態(tài)性 E．靈活9．一個計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，可作為解釋變量的有（ ABCDE。A．內(nèi)生變量 B．外生變量 C．控制變量D．政策變量 E．滯后量計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用在于（ ABCD 。A．結(jié)構(gòu)分析 B．經(jīng)濟(jì)預(yù)測 C．政策評價D．檢驗(yàn)和發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論 E．設(shè)定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖铝心男┳兞繉儆谇岸ㄗ兞? CD )。A．內(nèi)生變量 B．隨機(jī)變量 C．滯后變量D．外生變量 E．工具量經(jīng)濟(jì)參數(shù)的分為兩大類，下面哪些屬于外生參數(shù)( ABCD 。A．折舊率 B．稅率 C．利息率 D．憑經(jīng)驗(yàn)估計(jì)的參數(shù) E．運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法估計(jì)到的參數(shù)在一個經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中，可作為解釋變量的有( BCDE )。A．內(nèi)生變量 B．控制變量 C．政策變量D．滯后變量 E．外生量對于經(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( ABE )。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（ ACD 。A．家庭消費(fèi)支出與收入 B．商品銷售額與銷售量、銷售價格C．物價水平與商品需求量 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一元線性回歸模型Y＝

X

的經(jīng)典假設(shè)包括（ ABCDE 。i 0 1 i iE(ut

)0 B．var(ut

)2 C．cov(ut

,u)0 D．Cov(x,us t

)0 E．ut

~N(0,2)以Y表示實(shí)際觀測值，?表示OLS估計(jì)回歸值，e表示殘差，則回歸直線滿足（ ABE 。通過樣本均值點(diǎn)（X，Y） B．?i iC．（Y－?0 ．?0 E．cov(X

)=0i i i i i i?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，則下列些是正確的（ AC 。E（Y）＝

X

B．Xi 0 1 i i 0 1 iC．??Xe ．???Xe E．E(Y??Xi 0 1 i i i 0 1 i i i 0 1 i?表示OLS，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（ BE 。

X

X＋ui 0 1 i i 0 1 i iC．??Xu ．???Xu E．???Xi 0 1 i i i 0 1 i i i 0 1 i回歸分析中估計(jì)回歸參數(shù)的方法主要有（ CDE 。A．相關(guān)系數(shù)法 B．方差分析法 C．最小二乘估計(jì)法 D．極大似然法 E．矩估計(jì)法用OLS法估計(jì)模型Y＝

X

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（ ABCDE 。

i 0 1 i iAE(u)=0 B．Var(u)=2 C．Cov(u,u)=0 Du服從正態(tài)分布i i i j iE．X為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項(xiàng)u不相關(guān)。i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（ CDE 。A．可靠性 B．合理性 C．線性 D．無偏性 E．有效23．普通最小二乘估計(jì)的直線具有以下特性（ ABDE 。A．通過樣本均值點(diǎn)(X,Y) B．Yi

C．(Y)20 D．i i i

e0iE．Cov(Xi

,e)0i由回歸直線???X估計(jì)出來的?值（ ADE。i 0 1 i iA．是一組估計(jì)值． B．是一組平均值 C．是一個幾何級數(shù) D．可能等于實(shí)際值E．與實(shí)際值Y的離差之和等于零反映回歸直線擬合優(yōu)度的指標(biāo)有（ ACE 。A．相關(guān)系數(shù) B．回歸系數(shù) C．樣本決定系數(shù) D．回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差 E．剩余變差（或殘差平方和）對于樣本回歸直線???X，回歸變差可以表示為（ ABCDE 。i 0 1 iA．Y2（Y?2 B．?2XX2i i i i 1 i iC．R2Y2

．?2

E．

XY）i i i i 1 i i i i對于樣本回歸直線???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i 0 1 i（ ABCDE 。?2

（Y－?2A． i i B．1－ i iY2 （Y－2i i i i?2（X－X2 i i

?（XY）1 i i i i

E．1－

n-2)（Y－2i i

（Y－2i i

Y2i i下列相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有（ ABCDE 。

XY）i i i i niiiiii（X－X2 （Y－Y2i i i icov(X,Y)

（X－Y－Y）i ii i（X－X2 （Y－Y2i i i i

D．X YXY-nXY判定系數(shù)R2可表示為（ BCE 。A．R2=RSS

B．R2=ESS

2=1-RSS

D．R2=1-ESS

E．R2

ESSTSS TSS TSS TSS ESS+RSS線性回歸模型的變通最小二乘估計(jì)的殘差e滿足（ ACDE 。iA．e0 B．e0 C． e?0 ．eX0 ．cov(X,e)=0i i i i i i i i i調(diào)整后的判定系數(shù)R2的正確表達(dá)式有（ BCD 。（Y－2/(n-1) Y?2/(n-k-1)iiA．1- ? B．1－i iii（Y－2/(n-k)

Y2/(n-1)i iC． (n-1)

i ik(1-R2)

(n-k)1(1-R2) D．R2 E．1(1+R2)(n-k-1)

n-k-1

(n-1)對總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時所用的F統(tǒng)計(jì)量可表示為（ BC 。A．ESS/(n-k) B．ESS/(k-1) C． R2/(k-1) D．(1-R2)/(n-k) E． R2/(n-k)RSS/(k-1) RSS/(n-k) (1-R2)/(n-k) R2/(k-1) (1-R2)/(k-1)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（ AB ）直接置換法 B.對數(shù)變換法 C.級數(shù)展開法D.廣義最小二乘法 E.加權(quán)最小二乘法在模型ln

lni0i

lnX1

中（ ABCD ）1 iA.Y與X是非線性的 B.Y與 是非線性的 C.lnY與 1 iD.lnY與lnX是線性的 E.Y與lnX是線性的

bbx

b

u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t011t22tt（ BCD t011t22tt

b 0 B.

0,b2

0 C.

0,b2

0 D.

0,b2

0 E.11112bb 0111121 2剩余變差是指（ ACDE 。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（ BCD 。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設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)（包括截距項(xiàng)，則總體線性回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時所用的F統(tǒng)量可表示為（ BC 。Y)Y)2 (nk)ie2 (kY)2 (kie2 (nk)R2(nk)R2)(kRk).R2(k1)R2(k(1R2)(nk)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（ AD 。R2<R2

R2≥R2

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（ ABCDE ）A.用橫截面數(shù)據(jù)建立家庭消費(fèi)支出對家庭收入水平的回歸模型B.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)造宏觀量經(jīng)濟(jì)模型E.以30年的時序數(shù)據(jù)建立某種商品的市場供需模型在異方差條件下普通最小二乘法具有如下性質(zhì)（AB ）A.線性 B.無偏性 C.最小方差性 D.精確性 E.有效42.異方差性將導(dǎo)致（ BCDE。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)（ DE 。A.DW檢驗(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（ ABCDE 。A.線性 B.無偏性 C.有效性 D.一致性 E.精確45.下列說法正確的有（ BE。A.當(dāng)異方差出現(xiàn)時，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，常用的t和F檢驗(yàn)失效異方差情況下，通常的OLS估計(jì)一定高估了估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差如果OLS回歸的殘差表現(xiàn)出系統(tǒng)性，則說明數(shù)據(jù)中不存在異方差性如果回歸模型中遺漏一個重要變量，則OLS殘差必定表現(xiàn)出明顯的趨46．DW檢驗(yàn)不適用一下列情況的序列相關(guān)檢驗(yàn)（ ABC 。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dlDW的下限分布，du表示統(tǒng)計(jì)量DW的上限分布，則DW檢驗(yàn)的不確定區(qū)域是（ BC 。A．du≤DW≤4-du B．4-du≤DW≤4-dl C．dl≤DW≤du E．0≤DW≤dlDW檢驗(yàn)不適用于下列情況下的一階線性自相關(guān)檢驗(yàn)（ BCD 。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（ BDE 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y=b+bx+u存在一階自相關(guān)，普通最小二乘估計(jì)仍具備（ AB 。t 0 1t tA．線性 B．無偏性 C．有效性 D．真實(shí)性 E．精確51．DW檢驗(yàn)不能用于下列哪些現(xiàn)象的檢驗(yàn)（ ABCDE 。－ A．遞增型異方差的檢驗(yàn) B．u＝ρu+ρ2u+v－ t t1 t2 tC．x=b+bx

形式的多重共線性檢驗(yàn) D．

xy +e的一階線性自相關(guān)檢驗(yàn)i 0 1j t

t 0 1 t 2 t-1 tE．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（ AC 。A．資本投入與勞動投入兩個變量同時作為生產(chǎn)函數(shù)的解釋變量B．消費(fèi)作被解釋變量，收入作解釋變的消費(fèi)函數(shù)C．本期收入和前期收入同時作為消費(fèi)的解釋變量的消費(fèi)函數(shù)D．商品價格．地區(qū)．消費(fèi)風(fēng)俗同時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（ ACD 。A．各個解釋變量對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C．估計(jì)量的精度將大幅度下降D．估計(jì)對于樣本容量的變動將十分敏感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（ ACD 。A．相關(guān)系數(shù) B．DW值 C．方差膨脹因子 D．特征值 E．自相關(guān)系55．多重共線性產(chǎn)生的原因主要有（ ABCD 。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56．多重共線性的解決方法主要有（ ABCDE 。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．綜合使用時序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)57．關(guān)于多重共線性，判斷錯誤的有（ ABC 。E．逐步回歸法以及增加樣本容量解釋變量兩兩不相關(guān)，則不存在多重共線性所有的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58．模型存在完全多重共線性時，下列判斷正確的是（AB。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59．下列判斷正確的有（ ABC 。A．在嚴(yán)重多重共線性下，OLS估計(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)分各個解釋變量的單獨(dú)影響，但可據(jù)此模型進(jìn)行預(yù)測。D60．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，此工變量( AE )。A.與該解釋變量高度相關(guān)C.與隨機(jī)誤差項(xiàng)高度相關(guān)關(guān)B.與其它解釋變量高度相關(guān)D.與該解釋變量不相關(guān)E.與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相61．關(guān)于虛擬變量，下列表述正確的有（ABCD ）A．是質(zhì)的因素的數(shù)量化B．取值為l和0C．代表質(zhì)的因素D．在有些情況下可代表數(shù)量因素E．代表數(shù)量因素62．虛擬變量的取值為0和1，分別代表某種屬性的存在與否，其中（ BC ）A．0表示存在某種屬性 B．0表示不存在某種屬性 C．1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63．在截距變動模型yi01Dxii中，模型系數(shù)（ ACA．0是基礎(chǔ)類型截距項(xiàng) B．1是基礎(chǔ)類型截距項(xiàng)C．0稱為公共截距系數(shù) D．1稱為公共截距系數(shù) E．10為差別截距系數(shù)虛擬變量的特殊應(yīng)用有（ ACB ）A．調(diào)整季節(jié)波動 B．檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性 C．分段回D．修正模型的設(shè)定誤差 E．工具變量法對于分段線性回歸模型y x(xx*)D，其中（ BE ）t 0 1t 2 t tA．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xx*為界，前后兩段回歸直t線的斜率不同D．以xx*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t形式下列模型中屬于幾何分布滯后模型的有( ABC )變換模型 自適應(yīng)預(yù)期模型 部分調(diào)整模型 有限多項(xiàng)式滯后模型 義差分模型對于有限分布滯后模型，將參數(shù)表示為關(guān)于滯后i的多項(xiàng)式并代入模型，作這種變換可以i（ CD 。A．使估計(jì)量從非一致變?yōu)橐恢?B．使估計(jì)量從有偏變?yōu)闊o偏 C．減弱多重共線D．避免因參數(shù)過多而自由度不足 E．減輕異方差問題在模型Yt

X0 t

1

t

2

t

3

t

u中，延期過渡性乘數(shù)是指（ BCD ）t0

1

2

3

E．1 2 3對幾何分布滯后模型的三種變換模型，即koyck變換模型．自適應(yīng)預(yù)期模型．局部調(diào)整模型，其同特點(diǎn)是（ ABCD ）A．具有相同的解釋變量 B．僅有三個參數(shù)需要估計(jì) C．用Y 代替了原模型中解釋變量的所有滯后t1變量D．避免了原模型中的多重共線性問題 E．都以一定經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)70．當(dāng)結(jié)構(gòu)方程為恰好識別時，可選擇的估計(jì)方法是（ CD ）A．最小二乘法 B．廣義差分法 C．間接最小二乘D．二階段最小二乘法 E．有限信息極大似然估計(jì)法71．對聯(lián)立方程模型參數(shù)的單方程估計(jì)法包括( ABD )A．工具變量法 B．間接最小二乘法 C．完全信息極大似然估計(jì)D．二階段最小二乘法 E．三階段最小二乘法C a at 0 1t

u1t72．小型宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 I

b b

b ，第1個方程是（ ABCD ）t 0 1t

2t 1 t2Y Ct t

I Gt tA．結(jié)構(gòu)式方程 B．隨機(jī)方程 C．行為方程D．線性方程 E．定義方73．結(jié)構(gòu)式模型中的解釋變量可以是（ ABCDE ）A．外生變量 B．滯后內(nèi)生變量 C．虛擬變D．滯后外生變量 E．模型中其他結(jié)構(gòu)方程的被解釋變量74.與單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型相比，聯(lián)立方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的特點(diǎn)是（ ADF 。A.適用于某一經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的研究 B.適用于單一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的研究 C.揭示經(jīng)濟(jì)變量之間的單項(xiàng)因關(guān)系D.揭示經(jīng)濟(jì)變量之間相互依存、相互因果的關(guān)系 E.用單一方程來描述被解釋變量和解釋變量的數(shù)關(guān)系F.用一組方程來描述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)內(nèi)生變量和外生變量（先決變量）之間的數(shù)量關(guān)75.隨機(jī)方程包含哪四種方程（ ABD 。A.行為方程 B.技術(shù)方程 C.經(jīng)驗(yàn)方程 D.制度方程 E.計(jì)方程下列關(guān)于聯(lián)立方程模型的識別條件，表述正確的有（ BD 。A.方程只要符合階條件，就一定符合秩條件 B.方程只要符合秩條件，就一定可以識別C.方程識別的階條件和秩條件相互獨(dú)立 D.秩條件成立時，根據(jù)階條件判斷方程是恰好識別還過度識別對于C-D生產(chǎn)函數(shù)模型YKe，下列說法中正確的有（ ABC ）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．勞動要素的產(chǎn)出彈性EL D．必定等于1對于線性生產(chǎn)函數(shù)模型Y01K2L，下列說法中正確的有（ ABCD ）。K1A．假設(shè)資本K與勞動L之間是完全可替代的B．資本要素的邊際產(chǎn)量MP K1L2C．勞動要素的邊際產(chǎn)量MPL2

D．勞動和資本要素的替代彈性t 0t 1關(guān)于絕對收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型C Yt 0t 1

（t2, ,T，下列說法正確的有t（ ABCD 。tA．參數(shù)表示自發(fā)性消費(fèi) B．參數(shù)C．參表示邊際消費(fèi)傾向 D．參0 1＜0建立生產(chǎn)函數(shù)模型時，樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題包括（ BCDE 。A.線性 B.完整性 C.準(zhǔn)確性 D.可比性 E.一致五、計(jì)算與分析題（每小題10分）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。（2計(jì)算X與YX129.3554.2（X－X4432.1（Y－Y68113.6，X－XY－Y＝16195.4（3）采用直線回歸方程擬和出的模型為Y81.723.65Xt值1.2427 7.2797 F=52.99700600Y 500400300

80 100

140 160 180r XY

X(XX)2(YY)(XX)2(YY)2

16195.4

4432.14432.168113.6截距項(xiàng)81.72表示當(dāng)美元兌日元的匯率為0時日本的汽車出口量，這個數(shù)據(jù)沒有實(shí)際意義2分）斜率項(xiàng)3.65示汽車出口量與美元兌換日元的匯率正相關(guān)，當(dāng)美元兌換日元的匯率每上升1元，會引起日本汽車出口量上升3.65萬（3）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：?=101.4-4.78Xi i

標(biāo)準(zhǔn)差 （45.2）（1.53） n=30 R2=0.31其中，Y：政府債券價格（百美元，X：利率（。（1）（2）為什么左邊是?而不是Y；i i（3）在此模型中是否漏了誤差項(xiàng)u（4）該模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義是什么ii i （1）系數(shù)的符號是正確的，政府債券的價格與利率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，利率的上升會引起政府債券價格的下降（2i i （2）Yi

代表的是樣本值，而?代表的是給定Xi

的條件下Yi

E(Y/X。此模型是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得出的回歸結(jié)果，左邊應(yīng)當(dāng)是Y

的期望值，因此是?而不是

（3）i i i沒有遺漏，因?yàn)檫@是根據(jù)樣本做出的回歸結(jié)果，并不是理論模型（2分）截距項(xiàng)101.4表示在X取0時Y-4.78表明利率X引起政府債券價格Y478（3分）估計(jì)消費(fèi)函數(shù)模型C=Y u 得i i ii ? =150.81Y t值 （13.1（18.7） n=19 Ri 其中，C：消費(fèi)（元） Y：收入（元）已知t0.025(19)2.0930，t0.05(19)1.729，t0.025(17)2.1098，t0.05(17)1.7396。（1）t值檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性（α0.05（2）（3）擬合情況。0.025（）提出原假設(shè)H：0，H1：0。由于t統(tǒng)計(jì)量18.，臨界值t0.0250故拒絕原假設(shè)H0，即認(rèn)為參數(shù)（3分）0

(17)2.1098，由于18.7>2.1098，由于t

0.810.0433（3）sb(?)

t 18.7回歸模型R2=0.81，表明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81%，即收入對消費(fèi)的解釋能力為81％，回歸直線擬合觀測點(diǎn)較為理想（4）已知估計(jì)回歸模型得?=81.7230 3.6541Xi i求判定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)。b2(XX)2

且（X－X＝4432.1（Y－Y68113.6，3.654124432.1R2

1Y)2

=0.8688（3分）68113.6R20.8688相關(guān)系數(shù)：r 0.9321（2R20.86887．n=30，Y對X的回歸直線。1

XYXYX2X2

146.512.611.30.757（2）164.212.62YX11.30.75712.61.762（2分）0 11.7620.757X（1）下表中的數(shù)據(jù)是從某個行業(yè)5個不同的工廠收集的，請回答以下問題：總成本Y與產(chǎn)量X的數(shù)據(jù)Y 80X 12

44 51 70 614 6 11 8?=?+?Xi 0 1 i??的經(jīng)濟(jì)含義是什么？0 1）由于x

2700，

41，

306x2381，(x)21681y61.2x8.2，得t t t t t t

nxyt

xyt t

5270041

4.26（3分）1 n x2t

x)2t

53811681yx61.24.268.226.28（2分）0 1總成本函數(shù)為：?=26.28+4.26X（1分）i i（截距項(xiàng)?表示當(dāng)產(chǎn)量X為0時工廠的平均總成本為26.2（2分）斜率項(xiàng)?表示產(chǎn)0 1量每增加1個單位，引起總成本平均增加4.26個單位。（2分）10戶家庭的收入（X，元）和消費(fèi)（Y，百元）數(shù)據(jù)如下表：10戶家庭的收入（X）與消費(fèi)（Y）的資料X20303340151326383543Y7981154810910若建立的消費(fèi)Y對收入X的回歸直線的Eviews輸出結(jié)果如下：DependentVariable:YVariableCoefficientStd.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（t (10)2.2281，t (10)1.8125，t (8)2.3060，0.025 0.05 0.025t (8)1.8595）0.05（3在95

百元（Y的置信區(qū)間（x29.3(xx)2992.）（）回歸模型的R＝0.904，表明在消費(fèi)Y的總變差中，由回歸直線解釋的部分占到9性及解釋能力較好。（2）對于斜率項(xiàng)，t

0.20231

8.6824>t

(8)1.85950，家庭收入對消費(fèi)有顯著) 0.02331

0.05影響。對于截距項(xiàng)，t

2.17270

3.0167>t

(8)1.8595) 0.72020（3）Y=2.17+0.2023×45＝11.2735（2分）1 1 n1(x x)2f(x)x21+1(4529.3)210992.1

0.05t0.025

(8)?

1.85952.2336

4.823（2分）9511.2735-4.82，11.2735+4.82，即6.450，16.096（2分）已知相關(guān)系數(shù)r＝0.6，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，樣本容量n=62。（1）2）（3）總變差。（）由于?

e tn

，RSS

e2t

(n2?2(622)8480（4分）R2

r

0.36（2分）TSSRSS 1R2

48010.36

750（411．在相關(guān)和回歸分析中，已知下列資料：11n=2r=0.(Y-Y2=2000。X Y i（1）計(jì)算Y對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。（）cov(x,y)

1 22x y1610

(xx)(yy)rt t

＝0.9

＝11.38(xxyy(201)11.38216.30（2分）t t(xx)2ttrt(y(xx)2ttrt(yy)2t0.9 2000 5.370.9 20001

(xx)(yy)t t(xx)2t

216.305.372

7.50（1分）（2）R2=r2=0.92=0.81，剩余變差：RSSe2(yy)22000（1分）t i總變差：TSS＝RSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32（2分）

e tn

200020

111.11（2分）根據(jù)對某企業(yè)銷售額Y以及相應(yīng)價格X11組觀測資料計(jì)算：X11784，X51，Y21X28495Y＝49046估計(jì)銷售額對價格的回歸直線；當(dāng)價格為X＝10時，求相應(yīng)的銷售額的平均水平，并求此時銷售額的價格彈性。1（）?1

XYXYX2X2

1178495192170.335（3）28495851920 YX2170.33551943.135（2分）故回歸直線為43.1350.335X，0 （2）43.1350.335X1

43.1350.3351046.485（2分）銷售額的價格彈性＝Y(jié)X0.335 10 ＝0.072（3分X Y 46.485假設(shè)某國的貨幣供給量Y與國民收入X某國的貨幣供給量X與國民收入Y的歷史數(shù)據(jù)年份XY年份XY年份XY19852.05.019893.37.219934.89.719862.55.519904.07.719945.010.019873.2619914.28.419955.211.219883.6719924.6919965.812.4根據(jù)以上數(shù)據(jù)估計(jì)貨幣供給量Y對國民收入X的回歸方程，利用Eivews軟件輸出結(jié)果為：DependentVariable:YVariableCoefficieStd.Errorntt-StatisticProb.X1.9680850.13525214.551270.0000C0.3531910.5629090.6274400.5444R-squared0.954902Meandependent8.25833var3Adjusted0.950392S.D.dependent2.29285R-squaredvar8S.E.ofregression0.510684F-statistic211.7394Sumsquared2.607979Prob(F-statistic)0.00000resid 0（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。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？（）回歸方程為：?0.3531.968X，由于斜率項(xiàng)p值＝0.0000<0.05，表明斜率項(xiàng)顯著不為，即國民收入對貨幣供給量有顯著影響（2分）截距項(xiàng)p值＝0.5444>0.05，表明截距項(xiàng)與0值沒有顯著差異，即截距項(xiàng)沒有（2）（2）截距項(xiàng)0.353表示當(dāng)國民收入為0時的貨幣供應(yīng)量水平，此處沒有實(shí)際意義。斜率項(xiàng)1.968表明國民收入每增加1.968（3分）（3）當(dāng)X＝150.3531.9681529.87329.873（3）下面數(shù)據(jù)是依據(jù)10組X和Y的觀察值得到的：Y1110，X 1680，XY204200，X2315400，Y2133300i i i i i i假定滿足所有經(jīng)典線性回歸模型的假設(shè)，求 ，的估計(jì)值；0 1答：由已知條件可知，X(XXY)

Xni

168010

168，Y

Yni

111010

111i i (XYYXYXXY)ii i i

（3分）204200168011116811101016811117720(XX)2i (X22XXX2) i i X2210X210X2（3）i3154001016816833160

(Xi

Xi

Y

17720

0.5344（2分）(XXi

33160YX1110.534416821.22（2）0 11961—1999年共39年的總產(chǎn)出YL和資本投入K乘法估計(jì)得出了下列回歸方程：(0.237) (0.083) (0.048)，DW=0.858式下括號中的數(shù)字為相應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義； (2)系數(shù)的符號符合你的預(yù)期嗎？為什么？lnL的系數(shù)為1.451意味著資本投入K性為1.4513分lnK的系數(shù)為0.384意味著勞動投入L保持不變時資本—產(chǎn)出彈性為0.38（2分.（2）系數(shù)符號符合預(yù)期，作為彈性，都是正值，而且都通過了參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)（5分，要求能夠把t算出來。17.某計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾用1921~1941年與1945~1950（1942~1944年戰(zhàn)爭期間略去美國國內(nèi)消費(fèi)Ｃ和下回歸方程：Y8.1330.452P0.121A(8.92) (0.17) (0.66) (1.09)R20.95 F107.37式下括號中的數(shù)字為相應(yīng)參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。試對該模型進(jìn)行評析，指出其中存在的問題。答：該消費(fèi)模型的判定系數(shù)R2

0.95，Ｆ統(tǒng)計(jì)量的值F107.37，均很高，表明模型的整體擬合程度很高（2分），計(jì)算各回歸系數(shù)估計(jì)量的t統(tǒng)計(jì)量值得：t 8.1338.920.91 t 1.0590.176.10，0 1t 0.4520.660.69t 0.1211.090.11。除t外，其余T值均很小。工資收入Ｗ的系數(shù)t檢驗(yàn)值雖然顯2 3 1著，但該系數(shù)的估計(jì)值卻過大，該值為工資收入對消費(fèi)的邊際效應(yīng)，它的值為1.059意味著工資收入每增加一美元，消費(fèi)支出增長將超過一美元，這與經(jīng)濟(jì)理論和生活常識都不符（5分）與農(nóng)業(yè)收入也是消費(fèi)行為的重要解釋變量，但二者各自的t檢驗(yàn)卻顯示出它們的效應(yīng)與0無明顯差異。這些跡象均表明模型中存在嚴(yán)重的多重共線性，不同收入部分之間的相互關(guān)系掩蓋了各個部分對解釋消費(fèi)行為的單獨(dú)影響（3分）R2nk為解釋變量個數(shù)。（1）R20.75 n k2（2）R20.35 n k3（3）R20.95 n k5n1 81答(1)R2

1

(1R2)1 (10.75)0.65（3分）nk1 821R2R2

11

91931311

(10.35)0.04；負(fù)值也是有可能的（4分）(10.95)0.94t0122tt315t0122tt

bbx

b

u，試在下列條件下:①bb1

1 ②b1

b。分別求出bb2 1

的最小二乘估計(jì)量。答：當(dāng)b

1時，模型變?yōu)閥x

bb(x

x )

，可作為一元回歸模型來對待1 2 t 2t 0 1 2t