名校計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題與參考答案

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題1名詞解釋?zhuān)款}5分，共10分）經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型加權(quán)最小二乘法（WLS）填空（每空格1分，共10分）經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型Yi=B0+B1Xi+巴的最小二乘估計(jì)量％滿(mǎn)足E（%）=B],這表示TOC\o"1-5"\h\z估計(jì)量b1具備性。廣義差分法適用于估計(jì)存問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。3．在區(qū)間預(yù)測(cè)中,在其它條件不變的情況下,預(yù)測(cè)的置信概率越高,預(yù)測(cè)的精度越。4.普通最小二乘法估計(jì)回歸參數(shù)的基本準(zhǔn)則是彳達(dá)到最小。?以X為解釋變量，Y為被解釋變量，將X、Y的觀測(cè)值分別取對(duì)數(shù)，如果這些對(duì)數(shù)值描成的散點(diǎn)圖近似形成為一條直線(xiàn)，則適宜配合模型。.當(dāng)杜賓-瓦爾森統(tǒng)計(jì)量d=4時(shí)，0=，說(shuō)明。對(duì)于模型Yi二卩°+%Xj+巴?，為了考慮“地區(qū)”因素（北方、南方兩種狀態(tài)）引入2個(gè)虛擬變量，則會(huì)產(chǎn)生現(xiàn)象。半對(duì)數(shù)模型LnYi=B°+B1Xi+片又稱(chēng)為模型。經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型Yi=B°+B1Xi+巴的最小二乘估計(jì)量％、b1的關(guān)系可用數(shù)學(xué)式子表示為。單項(xiàng)選擇題（每個(gè)1分，共20分）截面數(shù)據(jù)是指（）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)。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)。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)。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)。2?參數(shù)估計(jì)量P具備有效性是指（）A.V（0）=0B.V（0）為最小CtICtIC.（P-P）=0D.（0-P）為最小如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系近似地表現(xiàn)為：當(dāng)X發(fā)生一個(gè)絕對(duì)量（AX）變動(dòng)時(shí),

Y以一個(gè)固定的相對(duì)量（AY/Y）變動(dòng)，則適宜配合的回歸模型是（）A.Y.+Bx.+卩.B.lnY,=a+BX.+卩.iiiiii1C1C.Y.二a+B+p.1X.1iDlnY.=a+BInX,+p.iii在一元線(xiàn)性回歸模型中，不可能用到的假設(shè)檢驗(yàn)是（）置信區(qū)間檢驗(yàn)B.t檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.游程檢驗(yàn)如果戈里瑟檢驗(yàn)表明，普通最小二乘估計(jì)的殘差項(xiàng)有顯著的如下性質(zhì)|ej=i1.25+0.4X2，則用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型時(shí)，權(quán)數(shù)應(yīng)選擇（|ej=ii11D.—1.25+0.4XD.—1.25+0.4X2iXiX.2v1.25+0.4X.26．對(duì)于Y6．對(duì)于Yi二卩0+卩1Xli+B2X2i+pi，利用30組樣本觀察值估計(jì)后得F=［（［「:J；；=8.56，而理論分布值F0.°52,27）=3.35,,則可以判斷（）A.A.Bi=0成立B.B廣0成立C.卩=C.卩=卩=0成立127.為描述單位固定成本（Y）依產(chǎn)量（X）D.B=B=0不成立12變化的相關(guān)關(guān)系，適宜配合的回歸模型是B.YB.Yi=a+BlnX+pii1C1C.Y.二a+B+p.iX.1iDlnY.=a+BlnX.+p.iii8.根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)Yi=B+BX+e后計(jì)算得8.根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)YiTOC\o"1-5"\h\z01ii信度下，d=1.35，d=1.49，則認(rèn)為原模型（）LU存在正的一階線(xiàn)性自相關(guān)B存在負(fù)的一階線(xiàn)性自相關(guān)C.不存在一階線(xiàn)性自相關(guān)D.無(wú)法判斷是否存在一階線(xiàn)性自相關(guān)9.對(duì)于Y=P+BX+e，判定系數(shù)為0.8是指（）i01iiA.說(shuō)明X與Y之間為正相關(guān)B說(shuō)明X與Y之間為負(fù)相關(guān)Y變異的80%能由回歸直線(xiàn)作出解釋有80%的樣本點(diǎn)落在回歸直線(xiàn)上

線(xiàn)性模型Yi=卩0+卩］X1i+卩2X2i+巴.不滿(mǎn)足下列哪一假定，稱(chēng)為異方差現(xiàn)象()A.Cov(氣卩j)=0B.Var(片)2(常數(shù))c.C(X,,卩.)=0d.C(XX)=0TOC\o"1-5"\h\zoviiov1i2iQ［1北方設(shè)消費(fèi)函數(shù)Y,二a0+aiD+PX,+幽,其中虛擬變量D=｛門(mén)古.,如果統(tǒng)計(jì)'01''|0南萬(wàn)檢驗(yàn)表明a］統(tǒng)計(jì)顯著，則北方的消費(fèi)函數(shù)與南方的消費(fèi)函數(shù)是--()A.相互平行的B.相互垂直的C.相互交叉的D.相互重疊的12.在建立虛擬變量模型時(shí)，如果一個(gè)質(zhì)的變量有m種特征或狀態(tài)，則一般引入幾個(gè)虛擬變量：()A.mB.m+1C.m—1D.前三項(xiàng)均可13.在模型InY,=In卩°+片InX,+卩,中，01為()A.X關(guān)于Y的彈性B.X變動(dòng)一個(gè)絕對(duì)量時(shí)Y變動(dòng)的相對(duì)量C.Y關(guān)于X的彈性D.Y變動(dòng)一個(gè)絕對(duì)量時(shí)X變動(dòng)的相對(duì)量14.對(duì)于Y=0+0X+e，以S表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，Y,表示回歸值，則,01,,,()A.S=0時(shí)，工(Y—Y)=0B.S=0時(shí)，”(Y—Y)2=0,t,,,=1C.C.S=0時(shí)，工(Y—Y)為最小,,nD.S=0時(shí)，工(Y,—Y.)2為最小,=115.經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析工作的基本工作步驟是()設(shè)定理論模型一收集樣本資料一估計(jì)模型參數(shù)一檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定模型f估計(jì)參數(shù)f檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚮應(yīng)用模型理論分析一數(shù)據(jù)收集一計(jì)算模擬一修正模型確定模型導(dǎo)向一確定變量及方程式一應(yīng)用模型16.產(chǎn)量(X，臺(tái))與單位產(chǎn)品成本(Y,元治)之間的回歸方程為：Y=356—1.5X,這說(shuō)明()產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5個(gè)百分點(diǎn)產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少1.5元產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本減少1.5個(gè)百分點(diǎn)產(chǎn)量每增加一臺(tái)，單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元TOC\o"1-5"\h\z17．下列各回歸方程中，哪一個(gè)必定是錯(cuò)誤的()A.彳二30+0.2Xr二0.8B.彳=—75+1.5Xr二0.91iiXYiiXYC.彳=5—2.1Xr=0.78d.Y=—12—3.5Xr=—0.96iiXYiiXY18.用一組有28個(gè)觀測(cè)值的樣本估計(jì)模型Yi=卩。+卩1X)+片后，在0.05的顯著性水平下對(duì)P1的顯著性作t檢驗(yàn)，則P1顯著地不等于0的條件是統(tǒng)計(jì)量t大于()A.t0.025(28)B.t0.05(28)C.t0.025(26)D.t0.05(26)19.下列哪種形式的序列相關(guān)可用DW統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)(Vt為具有零均值、常數(shù)方差，TOC\o"1-5"\h\z且不存在序列相關(guān)的隨機(jī)變量)()A.卩=PP+VB.p=pp+p2卩+???+Vtt—1ttt—1t—1tC.卩=PVD.卩=pV+p2V+???ttttt—120.對(duì)于原模型Yt=卩。+B]Xt+卩t，一階差分模型是指()Y°1oX卩t=P0+t+汀(Xt)0,：f(Xt)\/f(Xt)，:f(Xt)AYt=B1AXt+31C.AYt=卩0+卩1出+31D.Y—pY=卩(1—P)+卩(X—pX)+(卩—PR)tt—101tt—1tt—1多項(xiàng)選擇題(每個(gè)2分，共10分)以Y表示實(shí)際值，Y表示回歸值，e表示殘差項(xiàng)，最小二乘直線(xiàn)滿(mǎn)足i()八A.通用樣本均值點(diǎn)(X,Y)B.ZY.=工再八八_”八C.C(丫,e)=0D.Z(Y.—Y.)2=0E.Z(X—Y)=0oviiiii剩余變差(RSS)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，回歸方程不能作出解釋的部分D.被解釋變量的總變差與解釋變量之差E?被解釋變量的實(shí)際值與回歸值的離差平方和TOC\o"1-5"\h\z對(duì)于經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型，OLS估計(jì)量具備（）A.無(wú)偏性B.線(xiàn)性特性C.正確性D.有效性E.可知性異方差的檢驗(yàn)方法有（）A.殘差的圖形檢驗(yàn)B.游程檢驗(yàn)C.White檢驗(yàn)D.帕克檢驗(yàn)E.方差膨脹因子檢驗(yàn)多重共線(xiàn)性的補(bǔ)救有（）A.從模型中刪掉不重要的解釋變量B.獲取額外的數(shù)據(jù)或者新的樣本C.重新考慮模型D.利用先驗(yàn)信息E.廣義差分法五簡(jiǎn)答計(jì)算題（4題，共50分）簡(jiǎn)述F檢驗(yàn)的意圖及其與t檢驗(yàn)的關(guān)系。（7分）簡(jiǎn)述計(jì)量回歸中存在高度多重共線(xiàn)性（不是完全共線(xiàn)性）的后果。（8分）3?某樣本的容量為20（包含20個(gè)觀察值），采用Y=B+BX+BX+u作回歸，根據(jù)t121t32tt回歸結(jié)果已知：ESS=602.2,TSS=678.6,求：（15分）RSS（3分）；ESS與RSS的自由度（4分）；求F值（3分）檢驗(yàn)零假設(shè)：B2=B3=0。（5分）（提示：ESS是分子自由度，RSS是分母自由度）4.1980到1999年我國(guó)的進(jìn)口支出（Y）與個(gè)人可支配收入（X）的數(shù)據(jù)如下表：根據(jù)一元線(xiàn)性回歸模型Y=B+BX+u，得到擬合直線(xiàn)及相關(guān)數(shù)據(jù)如下：t12ttY（h）=-261+0.25X口=0.9388注：Y（h）表示Y的擬合值。ttSe=（31.327）（0.015）（括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)表示對(duì)應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差）1980-1999年我國(guó)進(jìn)口支出與個(gè)人可支配收入數(shù)據(jù)表單位：10億元年份YX年份YX19801351551199027421671981144159919912772212198215016681992253221419831661728199325822481984180179719942492261198520819161995282233119862111896199635124691987187193119973672542

19882512001199841226401989259206619994392686（一）、對(duì)X的回歸系數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)。（9分）（為了簡(jiǎn)單起見(jiàn)，只考慮雙邊檢驗(yàn)）t對(duì)B2建立一個(gè)95%的置信區(qū)間，并檢驗(yàn)零假設(shè)：B2=0;（3分）對(duì)X的回歸系數(shù)作t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)零假設(shè)：B=0；（3分）t2對(duì)X的回歸系數(shù)作t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)零假設(shè)：B=0.2。（3分）t2（已知置信水平為95%時(shí)：d.f=17,t=2.11；d.f=18,t=2.10；d.f=19,t=2.09；臨界臨界臨界d.f=20,t=2.08）臨界（二）、試檢驗(yàn)該經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中是否存在正自相關(guān)。（11分）兩個(gè)可能需查的表格：游程檢驗(yàn)中部分游程的臨界值（叫=正殘差個(gè)數(shù)，N2=負(fù)殘差個(gè)數(shù)）F分布值置信水平為5%（提示：當(dāng)實(shí)際游程個(gè)數(shù)W臨界值時(shí)，存在"■■■■■■■-分子自由度分母自由度、_1"■■■■■■■-分子自由度分母自由度、_123174.453.593.20184.413.553.16194.383.523.13204.353.493.10顯著正自相關(guān)）1213141516173222333433334454444446455555計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題2一、判斷總離差平方和可分解為回歸平方和與殘差平方和。（）整個(gè)多元回歸模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的意味著模型中任何一個(gè)單獨(dú)的解釋變量均是統(tǒng)計(jì)顯著的。（）多重共線(xiàn)性只有在多元線(xiàn)性回歸中才可能發(fā)生。（）通過(guò)作解釋變量對(duì)時(shí)間的散點(diǎn)圖可大致判斷是否存在自相關(guān)。（）在計(jì)量回歸中，如果估計(jì)量的方差有偏，則可推斷模型應(yīng)該存在異方差（存在異方差時(shí)，可以用廣義差分法來(lái)進(jìn)行補(bǔ)救。（）當(dāng)經(jīng)典假設(shè)不滿(mǎn)足時(shí)，普通最小二乘估計(jì)一定不是最優(yōu)線(xiàn)性無(wú)偏估計(jì)量。（）判定系數(shù)檢驗(yàn)中，回歸平方和占的比重越大，判定系數(shù)也越大。（）可以作殘差對(duì)某個(gè)解釋變量的散點(diǎn)圖來(lái)大致判斷是否存在自相關(guān)。（）遺漏變量會(huì)導(dǎo)致計(jì)量估計(jì)結(jié)果有偏。（）二、名詞解釋1、普通最小二乘法2、面板數(shù)據(jù)3、異方差4、拉姆齊RESET檢驗(yàn)三、簡(jiǎn)答題1、多重共線(xiàn)性的實(shí)際后果。2、列舉說(shuō)明異方差的診斷方法。3、敘述對(duì)數(shù)線(xiàn)性模型的特點(diǎn)及其應(yīng)用。4、簡(jiǎn)要敘述用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究問(wèn)題的若干步驟。四、計(jì)算題1、以樣本容量為30的樣本為分析對(duì)象，做二元線(xiàn)性回歸，試完成下列表格。1-3題只需將答案填在空格即可，4-5題需寫(xiě)出簡(jiǎn)單計(jì)算過(guò)程。（12分）方差來(lái)源平方和（SS）自由度（d.f）ESS103.50(1)RSS(2)TSS110.00(3)判定系數(shù)R2(4)聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F值(5)2、考慮用企業(yè)年銷(xiāo)售額、股本回報(bào)率（roe）和企業(yè)股票回報(bào)（ros）解釋CEO的薪水方程:log（salary）=b0+b1log（sales）+b2roe+b3ros+卩根據(jù)某樣本數(shù)據(jù)得到結(jié)果如下：（已知t臨界=1.96）log（salary）=4.32+0.280log（sales）+0.0174roe+0.00024rosse0.320.035（0.0041）（0.00054）n=209R2=0.283（已知：自由度d.f約等于200,顯著性水平5%時(shí)，t的臨界值=1.96）（1）如果ros提高50點(diǎn)，預(yù)計(jì)salary會(huì)提高多大比例？ros對(duì)salary具有實(shí)際上很大的影響嗎？（2）你最后會(huì)在一個(gè)用企業(yè)表示CEO報(bào)酬的模型中包括ros嗎？為什么？3、考慮如下模型，Y=b1+b2D2+b3XiD2+b4Xi+eiY為某公司員工年薪，Xi為工齡D2=（1，白人；0,其他）（d.f約等于50,顯著性水平5%時(shí)，t的臨界值=2.0）若估計(jì)結(jié)果如下Y=20.1+2.85D2+0.50XiD2+1.5XiSe=0.580.360.320.20n=50R2=0.96（1）解釋回歸系數(shù)b2與b3的實(shí)際意義。（2）對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，并做相應(yīng)解釋。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題3一、判斷題正態(tài)分布是以均值為中心的對(duì)稱(chēng)分布。（）當(dāng)經(jīng)典假設(shè)滿(mǎn)足時(shí)，普通最小二乘估計(jì)量具有最優(yōu)線(xiàn)性無(wú)偏特征。（）總離差平方和可分解為回歸平方和與殘差平方和。（）整個(gè)多元回歸模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的意味著模型中任何一個(gè)單獨(dú)的解釋變量均是統(tǒng)計(jì)顯著的。（）在對(duì)數(shù)線(xiàn)性模型中，解釋變量的系數(shù)表示被解釋變量對(duì)解釋變量的彈性。（）虛擬變量用來(lái)表示某些具有若干屬性的變量。（）多重共線(xiàn)性只有在多元線(xiàn)性回歸中才可能發(fā)生。（）存在異方差時(shí)，可以用加權(quán)最小二乘法來(lái)進(jìn)行補(bǔ)救。（）通過(guò)作解釋變量對(duì)時(shí)間的散點(diǎn)圖可大致判斷是否存在自相關(guān)。（）10．戈雷瑟檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)異方差的（）二、名詞解釋普通最小二乘法2.判定系數(shù)中心極限定理多元線(xiàn)性回歸三、簡(jiǎn)答題1．簡(jiǎn)述多元古典線(xiàn)性回歸模型的若干假定及其含義。2．簡(jiǎn)述自相關(guān)產(chǎn)生的幾種原因。3．多重共線(xiàn)性幾個(gè)診斷方法。四、計(jì)算題1.某經(jīng)濟(jì)學(xué)家根據(jù)日本1962-1977年汽車(chē)需求年度數(shù)據(jù)，以Y（h）=b+bX+bXt01122為回歸函數(shù)，得到該產(chǎn)品的需求函數(shù)如下：Y（h）=5807+3.24X—0.45Xr2=0.66t12Se=（20.13）（1.63）（0.16）式中，Y（h）表示零售汽車(chē)數(shù)量（千輛）擬合值，X表示真實(shí)的可支配收入（單位:

t1億美元），x2表示產(chǎn)品的價(jià)格水平。括號(hào)內(nèi)數(shù)字為系數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。對(duì)B1建立一個(gè)95%的置信區(qū)間；在H0：B1=0下，計(jì)算t值，在5%的顯著水平下是統(tǒng)計(jì)顯著嗎？2．根據(jù)1968到1987年間我國(guó)進(jìn)口支出與個(gè)人可支配收入的年度數(shù)據(jù)，我們做進(jìn)口支出對(duì)個(gè)人可支配收入的回歸，回歸結(jié)果為：Y（h）=—261.09+0.245X,杜賓-瓦爾森統(tǒng)計(jì)量d=0.5951,R2=0.9388。（已知：5%顯著性水平下，n=20，k=1時(shí)，d=1.201,d=1.411）。Lu試判斷是否存在自相關(guān)；計(jì)算自相關(guān)系數(shù)p。注：第2題可能用到的數(shù)據(jù)可從下表獲得。表1t統(tǒng)計(jì)表（部分）顯著性水平—k0.10.050.02131.7712.1602.650141.7612.1452.624151.7532.1312.602161.7462.1202.583參考答案計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題1參考答案一名詞解釋當(dāng)線(xiàn)性回歸模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)M滿(mǎn)足下列五個(gè)條件時(shí)，該模型被稱(chēng)為古典線(xiàn)性回歸模型。(1)E(M)=O(2)Covgi,Xi)=0Var(^i)=62二常數(shù)(4)Cov(Ai,Aj)=0(5)Ai服從正態(tài)分布2?是回歸模型中存在異方差時(shí)的補(bǔ)救措施?；舅悸窞椋簩?duì)回歸模Y=B+BX+A，設(shè)誤TOC\o"1-5"\h\zi12ii差項(xiàng)Ai的方差與解釋變量X存在相關(guān)性，且Var(Ai)=52i=52*f(Xi),用f(Xi)去除原模型兩邊得：Y—i?汀(X)iY—i?汀(X)ii+Yf(X)x；f(X)由于：R11V(ari)二V(卩)二G2f(X)2V(ar汀(X)f(X)ar/f(X)丿iiii為常數(shù)，因此，新回歸模型是一個(gè)沒(méi)有截距項(xiàng)的滿(mǎn)足所有經(jīng)典假設(shè)的線(xiàn)性模型。普通最小二乘法中，對(duì)每一觀察點(diǎn)的殘差賦予同樣的權(quán)數(shù)1，而加權(quán)最小二乘法中，對(duì)不同觀察點(diǎn)的殘差賦予不同的權(quán)數(shù)，通過(guò)相對(duì)重視小誤差的觀察點(diǎn)，輕視大誤差的觀察點(diǎn)，以達(dá)到提高估計(jì)精度的目的。二填空n1.無(wú)偏2.自相關(guān)3.低4.工(Yi-打)25.雙對(duì)數(shù)6.-1,存在完全負(fù)的自相關(guān)7.多i=1重共線(xiàn)性8.增長(zhǎng)9.b=Y-bX12三單項(xiàng)選擇題A2.B3.B4.D5.B6.D7.C8.D9.C10.BA12.C13.C14.B15.B16.D17.C18.C19.A20.B四多項(xiàng)選擇題1.ABCE2.AC3.ABD4.ACD5.ABCD五簡(jiǎn)答計(jì)算題1?基本意圖：（1）計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量；（2）查表得出F臨界值；（3）作出判斷：若F值大于等于F臨界值，則拒絕零假設(shè)。F檢驗(yàn)與t檢驗(yàn)的關(guān)系：①F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)的對(duì)象不同：F檢驗(yàn)的對(duì)象是：h°：B]=B2—0t檢驗(yàn)的對(duì)象是：H:0—0,（j=1,2）0j當(dāng)對(duì)參數(shù)0和0的t檢驗(yàn)均顯著時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)一定是顯著的。12但是，當(dāng)F檢驗(yàn)顯著時(shí)，并不意味著對(duì)0和0的t檢驗(yàn)一定是顯著的，可能12的情況有三種：對(duì)0的檢驗(yàn)顯著，但對(duì)0的檢驗(yàn)不顯著；對(duì)0的檢驗(yàn)不顯著，但對(duì)0的1212檢驗(yàn)顯著；對(duì)0和0的檢驗(yàn)均顯著。122.（1）普通最小兒乘法估計(jì)量的方差較大；（2）置信區(qū)間變寬；（3）t值不顯著；（4）R2值較高，但t值并不都顯著；（5）普通最小二乘法估計(jì)量及其標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)數(shù)據(jù)的微小變化非常敏感；（6）難以衡量各個(gè)解釋變量對(duì)回歸平方和的貢獻(xiàn)。3.RSS=TSS－ESS=76.4ESS自由度=2RSS自由度=17③F=67.2>F臨界=3.59，拒絕零假設(shè)。4．一、P[-2.1W0.25—B2]/0.015W2.1]=95%，得，置信區(qū)間：0.2185WB2W0.2815t=16.67>t=2.10，拒絕零假設(shè)臨界t=3.33>t臨界=2.10,拒絕零假設(shè)。臨界二、殘差值分別為：8.15，5.25，—6，—5，—8.25，—10，—2，—34.75，11.75，3.5，—6.75，—15，—39.5，—4.3，—55.25，—39.75，—5.25，—7.5，13，28.5。正值6個(gè)，負(fù)值14個(gè)，游程個(gè)數(shù)5W臨界值為5,正自相關(guān)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題2答案一、判斷1-5錯(cuò)錯(cuò)對(duì)錯(cuò)錯(cuò)6-10錯(cuò)錯(cuò)對(duì)錯(cuò)錯(cuò)二、名詞解釋1、普通最小二乘法是選擇合適的參數(shù)使得觀察值的殘差平方和最小。2、面板數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)與橫截面數(shù)據(jù)的綜合。3、異方差是誤差項(xiàng)方差隨著某個(gè)解釋變量的變化而變化。4、RESET檢驗(yàn)是對(duì)待