計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試卷0001

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) A、判斷題(每小題 1分，共計(jì) 10 分)1、線(xiàn)性回歸模型意味著因變量是自變量的線(xiàn)性函數(shù)。()2、隨機(jī)誤差項(xiàng)和殘差是有區(qū)別的。()3、任何情況下， 最小二乘法估計(jì)量都是最佳估計(jì)量。()4、對(duì)已經(jīng)估計(jì)出參數(shù)的模型不需要進(jìn)行檢驗(yàn)。()5、多重共線(xiàn)性問(wèn)題是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)違背古典假定引起。()6、經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型中的干擾項(xiàng)不服從正態(tài)分布，OLS估計(jì)量將是有偏的。()7、簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸與多元線(xiàn)性回歸的假定是相同的。()8、利用線(xiàn)性回歸模型作預(yù)測(cè)時(shí)，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差S.E. 越小，預(yù)測(cè)精度越高。()9、t 檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷娘@著性的檢驗(yàn)。()10、將時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化后可以降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，減少異方差

2、的影響。()、單項(xiàng)選擇題(每小題 1分，共計(jì) 20 分1“. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)”( Econometrics )一詞最早是由 ()依照“生物計(jì)量學(xué)”( Biometrics )創(chuàng)造出來(lái)的。A. 恩格爾( R. Engle )B. 弗瑞希( R.Frish)C薩繆爾森( P.Smuelson)D. 丁伯根( J.Tinbergen )2、同一時(shí)間，不同單位相同指標(biāo)組成的觀測(cè)數(shù)據(jù)稱(chēng)為()A、原始數(shù)據(jù)B 、橫截面數(shù)據(jù)C、時(shí)間序列數(shù)據(jù)D 、修勻數(shù)據(jù)3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法一般分為以下四個(gè)步驟()A確定科學(xué)的理論依據(jù)、模型設(shè)定、模型修定、模型應(yīng)用 B模型設(shè)定、估計(jì)參數(shù)、模型檢驗(yàn)、模型應(yīng)用 C搜集數(shù)據(jù)、模型設(shè)定

3、、估計(jì)參數(shù)、預(yù)測(cè)檢驗(yàn) D模型設(shè)定、模型修定、結(jié)構(gòu)分析、模型應(yīng)用4、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 LnY=5+0.75LnX,這表明人均收入每增加 1%，人均消費(fèi)支出將預(yù)期增加()A 0.75 B 7.5%C5% D 0.75%5、回歸分析中使用的距離是點(diǎn)到直線(xiàn)的垂直坐標(biāo)距離。最小二乘準(zhǔn)則是指()nYt Y?t使 t 1 達(dá)到最小值nYt Y?tA、使 t 1 達(dá)到最小值 BC、使maxYt Y?t達(dá)到最小值 D 、使 t 16、在一元線(xiàn)性回歸模型中，樣本回歸方程可表示為：7、設(shè)ACYt0Y?t ?01Xt?1Xtut BYt Y?t達(dá)到最小值Yt E(Yt

4、 / X)E Yt / Xt1Xt其中 t 1,2, ,n )OLS 法得到的樣本回歸直線(xiàn)為 Yi ?1?2Xi ei ，以下說(shuō)法不正確的是ei 0（X,Y） 在回歸直線(xiàn)上Cov( Yi ,ei )=0 Cov(X i,ei ) 08、在二元線(xiàn)性回歸模型中， A. nB. n-1回歸系數(shù)的顯著性C. n-2D. n-3t 檢驗(yàn)的自由度為9、已知三元線(xiàn)性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為2 et800 ，估計(jì)用樣本容量為 n 24 ，2則隨機(jī)誤差項(xiàng) ut 的方差估計(jì)量 S2為（）A、 33.33 B、 40 C 、 38.09 D、 36.3610 、設(shè)線(xiàn)性回歸模型 yi01x1i2 x2ikxkii

5、符合經(jīng)典假設(shè)，則檢驗(yàn)k 0時(shí)，所用的統(tǒng)計(jì)量 F 服從（A. F（k-1 ，n-k）B. F（k ， n-k-1） C. F（k-l，n-1）D. F（n-k ，k-1）11、回歸分析中要求（）A.因變量是隨機(jī)的，自變量是非隨機(jī)的B. 兩個(gè)變量都是隨機(jī)的C. 兩個(gè)變量都不是隨機(jī)的D. 因變量是非隨機(jī)的，自變量是隨機(jī)的12、以下選項(xiàng)中，正確表達(dá)了序列相關(guān)的是（）A.Cov（u i，uj）0，i j B.Cov（u i，uj）=0，i jC.Cov（x i，xj） 0， i=j D.Cov（x i，uj ） 00.8 ，則 DW統(tǒng)計(jì)量的值13若使用普通最小二乘法估計(jì)的模型殘差的一階自相關(guān)系數(shù)為近似為

6、（ ）A0.2B0.4 C 0.8D 1.614若單方程線(xiàn)性回歸模型違背了同方差性假定，則回歸系數(shù)的最小二乘估計(jì)量是）A無(wú)偏的，非有效的C無(wú)偏的，有效的B 有偏的，非有效的D有偏的，有效的15在對(duì)多元線(xiàn)性回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)各參數(shù)估計(jì)量的t 檢驗(yàn)值都很低，但模型的 F 檢驗(yàn)值卻很高，這說(shuō)明模型存在（ ）A方差非齊性 B 序列相關(guān)性C 多重共線(xiàn)性D設(shè)定誤差16、方差膨脹因子檢測(cè)法用于檢驗(yàn)（）A. 是否存在異方差B. 是否存在序列相關(guān)C.是否存在多重共線(xiàn)性D. 回歸方程是否成立17、戈德菲爾德 - 匡特檢驗(yàn)法可用于檢驗(yàn) （ ）A. 異方差性 B. 多重共線(xiàn)性 C. 序列相關(guān) D. 設(shè)定誤差18

7、、在線(xiàn)性回歸模型中 ,若解釋變量 x1和x2的觀測(cè)值成比例 ,即有x1i kx2i,其中 k為非零常數(shù) , 則表明模型中存在 （ ）A. 異方差 B. 多重共線(xiàn)性 C.序列自相關(guān) D. 設(shè)定誤差19 、在模型 Yt1 2X2t3X3t ut 的回歸分析結(jié)果報(bào)告中，有F 263489.23，F(xiàn)的p值 0.000000，則表明（A、解釋變量 X2t 對(duì)Yt 的影響是顯著的B、解釋變量 X3t 對(duì)Yt 的影響是顯著的C、解釋變量 X2t和 X3t 對(duì)Yt 的聯(lián)合影響是顯著的D、解釋變量 X2t和 X 3t對(duì)Yt的影響是均不顯著20 、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

8、著的形式為ei 0.287xi vi 的相關(guān)關(guān)系（ vi 滿(mǎn)足線(xiàn)性模型經(jīng)典假定） ，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 1 xiC.1 xi、多項(xiàng)選擇題（每小題 2 分，共計(jì) 10 分）221、有關(guān)調(diào)整后的判定系數(shù) R2與判定系數(shù) R2 之間的關(guān)系敘述正確的有()22A、R 與 R 均非負(fù)22B、模型中包含的解釋個(gè)數(shù)越多，R 與 R 就相差越大22C、只要模型中包括截距項(xiàng)在內(nèi)的參數(shù)的個(gè)數(shù)大于1，則 R 2 R222D、 R2 有可能大于 R2E、R2有可能小于 0，但 R 2卻始終是非負(fù)2、多重共線(xiàn)性產(chǎn)生的原因有 ( )經(jīng)濟(jì)變量存在共同變化的趨勢(shì)殘差的均值為零檢驗(yàn)法

9、檢驗(yàn)法A. 遺漏或刪除變量 B.C. 模型中大量采用了滯后變量 D.E. 認(rèn)識(shí)上的局限造成選擇變量不當(dāng)3、能夠檢驗(yàn)異方差的方法是 ( )A. F 檢驗(yàn)法B. WhiteC. 圖形法D. ARCHE. DW 檢驗(yàn)法F. Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)法4、DW 檢驗(yàn)法的前提條件是 ( )A解釋變量為非隨機(jī)的B隨機(jī)誤差項(xiàng)為一階自回歸形式C線(xiàn)性回歸模型中不應(yīng)含有滯后內(nèi)生變量為解釋變量D截距項(xiàng)不為零E數(shù)據(jù)序列無(wú)缺失項(xiàng)5、如果模型中存在序列自相關(guān)現(xiàn)象， 則會(huì)引起如下后果A. 參數(shù)估計(jì)值有偏 B. 參數(shù)估計(jì)值的方差不能正確確定C. 變量的顯著性檢驗(yàn)失效 D. 預(yù)測(cè)精度降低E. 參數(shù)估計(jì)值仍是無(wú)偏的四、

10、簡(jiǎn)答題(每小題 5分，共計(jì) 20 分)1、簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸的基本假定是什么？2、什么是高斯馬爾科夫定理？3、什么是可決系數(shù) R24、簡(jiǎn)述什么是異方差及異方差產(chǎn)生的原因？五、分析題（每小題 20 分，共計(jì) 40 分）1、為了研究某地區(qū)地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系，搜集到 1990-2001 年 的 12 個(gè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量分析軟件 EViews5.0 ，軟件輸出結(jié)果如下：回答以下問(wèn)題：（ 1）在估計(jì)模型參數(shù)時(shí)，須在“ Equation Estimation ” （如下圖）菜單中輸入什么內(nèi)容才能得到題中的結(jié)果？（或者在 EViews 窗口工作表中輸入什么內(nèi)容？） （3 分）（2 ）建立該地區(qū)地

11、方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入對(duì)GDP的回歸模型，并根據(jù)回歸結(jié)果估計(jì)所建立模型的參數(shù)，解釋斜率系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。 （8 分）（3 ）運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)量說(shuō)明回歸模型的擬合效果、參數(shù)的顯著性和模型總體顯著性。（0.05） （6 分）（4）若 2005年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為 3600億元，試確定 2005年財(cái)政收入的預(yù)測(cè)值（ 3 分）2、利用 Eviews 軟件得到下面計(jì)算結(jié)果，判斷回歸模型是否存在多重共線(xiàn)性、異方差和自 相關(guān)，請(qǐng)給出判斷依據(jù)，并簡(jiǎn)述解決方案。 （ n=28，顯著性水平為 0.05 ）注： DW檢驗(yàn)表（0.05）如下：nk=2k=3dLdUdLdU21.221.551.141.656433221.241.5

12、51.161.657062121.251.561.181.65851y? 30.58 0.2367x1 0.799x2 1.533x3t 0.632 10.539 23.346 1.032VIF 3.28 4.05 19.55DW=0.65White Test2nR 4.56 Prob=0.635計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) B一、判斷題(每小題 1分，共計(jì) 10 分)1、多重共線(xiàn)性問(wèn)題的實(shí)質(zhì)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)違背古典假定。( )2、一元回歸模型中，對(duì)樣本回歸函數(shù)整體顯著性檢驗(yàn)與斜率系數(shù)顯著性檢驗(yàn)是一致的。( )3、古典假定須在對(duì)參數(shù)進(jìn)行最小二乘估計(jì)之后提出。()4 、當(dāng)異方差出現(xiàn)時(shí)， t統(tǒng)計(jì)量一定會(huì)被高估。()5、

13、如果經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不服從正態(tài)分布，OLS估計(jì)量仍然是無(wú)偏的。( )6、在經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中，模型參數(shù)一旦被估計(jì)出來(lái)，就可將估計(jì)模型直接運(yùn)用于實(shí)際的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。()7、當(dāng)回歸模型中含有滯后的被解釋變量作為解釋變量時(shí)，DW 檢驗(yàn)將失去意義。 ( )8、隨機(jī)誤差項(xiàng)和殘差是有區(qū)別的。()9、多元線(xiàn)性回歸模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)可直接使用可決系數(shù)。()10、線(xiàn)性回歸模型的參數(shù) i與其估計(jì)量?i均服從t 分布。()二、單項(xiàng)選擇題(每小題 1分，共計(jì) 20 分)1、在一元線(xiàn)性回歸模型中，樣本回歸方程可表示為()A. Y 1 2X2 u B. Y E(Y| X) uC. Y? ?1 ?2X2 D. E

14、(Y |X) 1 2X22、在二元線(xiàn)性回歸模型中，回歸系數(shù)的顯著性 t 檢驗(yàn)的自由度為()A. n B. n-1 C. n-2 D. n-3 3、在模型 Y=12X23X3u的回歸分析結(jié)果報(bào)告中， 有 F2.23，F(xiàn)所對(duì)應(yīng)的 p 值為 0.17， 則表明 ( )A. 解釋變量 X2對(duì) Y 的影響是顯著的B. 解釋變量 X3對(duì) Y 的影響是顯著的C. 解釋變量 X2和 X3對(duì) Y的聯(lián)合影響是顯著的D. 解釋變量 X2和 X3對(duì) Y的聯(lián)合影響是不顯著的4、在 DW 檢驗(yàn)中，當(dāng) DW 統(tǒng)計(jì)量為 2 時(shí)，表明A. 存在完全的正自相關(guān)B. 存在完全的負(fù)自相關(guān)C. 不存在自相關(guān)D. 不能判定5、若回歸模型

15、中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差性， 則估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用()A. 普通最小二乘法B. 加權(quán)最小二乘法C. 廣義差分法D. 工具變量法6、在多元線(xiàn)性回歸中， 判定系數(shù) R2 隨著解釋變量數(shù)目的增加而()A減少B增加C不變D 變化不定7、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=0時(shí)有()A F=1BF=0CF=1D F8、可支配收入 X(元)和消費(fèi) Y(元)之間的回歸直線(xiàn)方程為 Y? 500 0.75X2 ，這表明可支配 收入每提高 1000 元時(shí)，消費(fèi)平均B. 減少 500 元A. 增加 500 元C. 增加 750 元D. 減少 750 元9、在不完全多重共線(xiàn)性不嚴(yán)重的情況下其它條件不

16、變) ，則仍可用模型進(jìn)行A. 經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)B. 政策評(píng)價(jià)C. 結(jié)構(gòu)分析D. 檢驗(yàn)與發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論10、所謂完全多重共線(xiàn)性是指存在不全為零的數(shù)1, 2,L , k ，有A.1X12X2LkXkv0B.1X12X2LkXk0C.1X12X2LkXkvX eD.1X12X2LkXkvX1L X k e11、半對(duì)數(shù)模型Y ln12 ln X2u 中，參數(shù) 2 的含義是A. Y關(guān)于 X 的彈性B. X 的絕對(duì)量變動(dòng)，引起 Y 的期望值絕對(duì)量變動(dòng)C. Y 關(guān)于 X 的邊際變動(dòng)2ei2 500，估計(jì)用樣本容量為 n 24 ，D. 4.88D. X 的相對(duì)變動(dòng)，引起 Y 的期望值絕對(duì)量變動(dòng)12、已知三元線(xiàn)性回歸模型

17、估計(jì)的殘差平方和為 則隨機(jī)誤差項(xiàng) ui 的標(biāo)準(zhǔn)誤差 ?的值為A. 25B. 5C. 23.8113、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法一般分為以下四個(gè)步驟A. 確定科學(xué)的理論依據(jù)、模型設(shè)定、模型修定、模型應(yīng)用B. 模型設(shè)定、估計(jì)參數(shù)、模型檢驗(yàn)、模型應(yīng)用C. 搜集數(shù)據(jù)、模型設(shè)定、估計(jì)參數(shù)、預(yù)測(cè)檢驗(yàn)D. 模型設(shè)定、模型修定、結(jié)構(gòu)分析、模型應(yīng)用14、一元線(xiàn)性回歸分析中的 ESS的自由度是A. 2 B. 1C. n-2D. n-1 15、回歸分析中要求A. 兩個(gè)變量都是隨機(jī)的B. 兩個(gè)變量都不是隨機(jī)的C. 因變量是隨機(jī)的，自變量是非隨機(jī)的16、設(shè) Yi12 Xi ui,Var (ui )iX i ，為消除異方差，則

18、對(duì)原模型變換的正確形式為( )Yi1Xi uiA. Yi12Xi uiB. i2XiXi 2Xi XiYi1 XiuiYi1XiuiC. 2 22 2Xi2Xi22 Xi2Xi2D. YXi iXi2 XiXiD. 因變量是非隨機(jī)的，自變量是隨機(jī)的17、同一時(shí)間， 不同單位相同指標(biāo)組成的觀測(cè)數(shù)據(jù)稱(chēng)為( )A. 原始數(shù)據(jù) B. 橫截面數(shù)據(jù)C. 時(shí)間序列數(shù)據(jù)D. 修勻數(shù)據(jù)18、在異方差的情況下， 參數(shù)估計(jì)值的方差不能正確估計(jì)的原因是A. E(ui2)B. E(uiuj ) 0(i j)19、逐步回歸方法既檢驗(yàn)又修復(fù)了A. 自相關(guān)B. 異方差C. 多重共線(xiàn)性D. 隨機(jī)解釋變量20、下列說(shuō)法不正確的是

19、C. E(Xiuj ) 0D. E(uj ) 0A. 自相關(guān)產(chǎn)生的原因有經(jīng)濟(jì)變量的慣性作用B. 多重共線(xiàn)性是樣本現(xiàn)象C. 時(shí)間序列更易產(chǎn)生異方差D. 修正多重共線(xiàn)性的方法有增加樣本容量三、多項(xiàng)選擇題(每小題 2分，共計(jì) 10 分)1、滿(mǎn)足經(jīng)典假設(shè)時(shí)， 用普通最小二乘法估計(jì)得到的模型具有以下性質(zhì)()()()C.ei 0RSS C.ESS RSSA. Y? YD.ei2 02、判定系數(shù)的公式為A. RSS TSSESSD.ESS RSSB.Xi ei 0E. Cov(Yi ,ei) 0B. ESS TSSRSSE. 1TSS3、能夠判斷多重共線(xiàn)性的方法有A. 簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法C. t 檢驗(yàn)與 F

20、 檢驗(yàn)綜合判斷法E. 逐步回歸法4、下列用于檢驗(yàn)截面數(shù)據(jù)異方差的方法有A. ARCH 檢驗(yàn)C. White 檢驗(yàn)E. 方差膨脹因子檢驗(yàn)5、自相關(guān)情形下， 常用的參數(shù)估計(jì)方法有()B. DW 檢驗(yàn)法D. 方差膨脹因子檢驗(yàn)()B. Goldfeld -Quanadt 檢驗(yàn)D. DW 檢驗(yàn)()A. 普通最小二乘法B. 廣義差分法C. 剔除變量法D. 加權(quán)最小二乘法E. 一階差分法四、簡(jiǎn)答題（每小題 5分，共計(jì) 20 分）21、調(diào)整的決定系數(shù) R22、樣本回歸模型3、高斯馬爾科夫定理4、自相關(guān)五、 分析題（每小題 20 分，共計(jì) 40 分）1、家庭消費(fèi)支出 (Y)、可支配收入 (X2) 、家庭財(cái)富 (

21、X3)設(shè)定模型如下：Yi12 X2i3X3i ui其中，下標(biāo) i 表示第 i 個(gè)家庭?；貧w分析結(jié)果為：Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 12/06/09Time: 22:02Sample: 1 10Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C24.40706.99730.0101X2-0.3401-0.71080.5002X30.08230.08231.79690.1152R-squared0.9615Mean dependent v

22、ar111.1256Adjusted R-squaredS.D. dependent var31.4289S.E. of regression6.5436Akaike info criterion4.1338Sum squared resid299.7309Schwarz criterion4.2246Log likelihood-31.8585F-statistic87.4091Durbin-Watson stat2.4382Prob(F-statistic)0.0001回答下列問(wèn)題：(1) 這是一個(gè)時(shí)序回歸還是截面回歸？(2) 請(qǐng)根據(jù)上表中已有的數(shù)據(jù)，填寫(xiě)表中畫(huà)線(xiàn)處缺失結(jié)果(給出計(jì)算步驟

23、)；(3) 根據(jù)回歸分析結(jié)果寫(xiě)出回歸方程 (保留兩位小數(shù) )；(4) 根據(jù)回歸方程，解釋截距項(xiàng)、斜率項(xiàng)系數(shù)的意義；(5) 模型是否存在多重共線(xiàn)性？說(shuō)明你的判斷理由；(6) 你能求出真實(shí)的總體回歸函數(shù)嗎，為什么2、運(yùn)用 19802007 年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)就業(yè)人員數(shù)和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資建立模 型，其中， Y 對(duì)數(shù)化國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值， X2對(duì)數(shù)化城鄉(xiāng)就業(yè)人員數(shù)， X3對(duì)數(shù)化全 社會(huì)固定資產(chǎn)投資。 Eviews 輸出如下：并且已知 DW 檢驗(yàn)表（ 0.05 ）如下：nk'=2k'=3dLdUdLdU271.241.551.161.65281.261.561.181.65291.27

24、1.561.201.65作答如下問(wèn)題：（1）在估計(jì)模型參數(shù)時(shí)，須在“ Equation Estimation ”對(duì)話(huà)框 （如下圖 ）中輸入什么內(nèi)容才 能得到 Eviews 的輸出結(jié)果？ （ 或者在 EViews 窗口工作表中輸入什么內(nèi)容？ ）（2）根據(jù)輸出結(jié)果按標(biāo)準(zhǔn)格式寫(xiě)出回歸模型驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，保留兩位小數(shù) ）；（即含回歸方程、系數(shù)估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差及各類(lèi)檢(3) 運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)量說(shuō)明回歸模型的擬合效果、參數(shù)的顯著性和模型總體顯著性；(4) 模型是否存在自相關(guān)性？請(qǐng)運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)一、判斷題(每小題 1分，共計(jì) 10 分)1、多重共線(xiàn)性問(wèn)題的實(shí)質(zhì)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)違背古典假定。( )2、一元

25、回歸模型中，對(duì)樣本回歸函數(shù)整體顯著性檢驗(yàn)與斜率系數(shù)顯著性檢驗(yàn)是一致的。( )3、古典假定須在對(duì)參數(shù)進(jìn)行最小二乘估計(jì)之后提出。()4 、當(dāng)異方差出現(xiàn)時(shí)， t統(tǒng)計(jì)量一定會(huì)被高估。()5、如果經(jīng)典線(xiàn)性回歸模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不服從正態(tài)分布，OLS估計(jì)量仍然是無(wú)偏的。( )6、在經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中，模型參數(shù)一旦被估計(jì)出來(lái)，就可將估計(jì)模型直接運(yùn)用于實(shí)際的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。()7、當(dāng)回歸模型中含有滯后的被解釋變量作為解釋變量時(shí)，DW 檢驗(yàn)將失去意義。 ( )8、隨機(jī)誤差項(xiàng)和殘差是有區(qū)別的。()9、多元線(xiàn)性回歸模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)可直接使用可決系數(shù)。()10、線(xiàn)性回歸模型的參數(shù) i與其估計(jì)量?i均服從t 分布。()二、

26、單項(xiàng)選擇題(每小題 1分，共計(jì) 20 分)1、在一元線(xiàn)性回歸模型中，樣本回歸方程可表示為()A. Y 1 2X2 u B. Y E(Y| X) uC. Y? ?1 ?2X2 D. E(Y |X) 1 2X22、在二元線(xiàn)性回歸模型中，回歸系數(shù)的顯著性 t 檢驗(yàn)的自由度為()A. n B. n-1 C. n-2 D. n-3 3、在模型 Y=12X23X3u的回歸分析結(jié)果報(bào)告中， 有 F2.23，F(xiàn)所對(duì)應(yīng)的 p 值為 0.17， 則表明A. 解釋變量 X2對(duì) Y 的影響是顯著的B. 解釋變量 X3對(duì) Y 的影響是顯著的C. 解釋變量 X2和 X3對(duì) Y的聯(lián)合影響是顯著的D. 解釋變量 X2和 X3

27、對(duì) Y的聯(lián)合影響是不顯著的 4、在 DW 檢驗(yàn)中，當(dāng) DW 統(tǒng)計(jì)量為 2 時(shí)，表明A. 存在完全的正自相關(guān)B. 存在完全的負(fù)自相關(guān)C. 不存在自相關(guān)D. 不能判定5、若回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差性， 則估計(jì)模型參數(shù)應(yīng)采用()A. 普通最小二乘法B. 加權(quán)最小二乘法C. 廣義差分法D. 工具變量法6、在多元線(xiàn)性回歸中， 判定系數(shù) R2 隨著解釋變量數(shù)目的增加而()A減少B增加C不變D 變化不定7、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=0時(shí)有()A F=1BF=0CF=1D F8、可支配收入 X(元)和消費(fèi) Y(元)之間的回歸直線(xiàn)方程為 Y? 500 0.75X2 ，這表明可

28、支配收入每提高 1000 元時(shí)，消費(fèi)平均A. 增加 500 元C. 增加 750 元B. 減少 500 元D. 減少 750 元9、在不完全多重共線(xiàn)性不嚴(yán)重的情況下其它條件不變) ，則仍可用模型進(jìn)行A. 經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)B. 政策評(píng)價(jià)C. 結(jié)構(gòu)分析D. 檢驗(yàn)與發(fā)展經(jīng)濟(jì)理論10、所謂完全多重共線(xiàn)性是指存在不全為零的數(shù)1, 2,L , k ，有B. X 的絕對(duì)量變動(dòng)，引起Y的期望值絕對(duì)量變動(dòng)C. Y 關(guān)于 X 的邊際變動(dòng)D. X 的相對(duì)變動(dòng)，引起 Y 的期望值絕對(duì)量變動(dòng)12、已知三元線(xiàn)性回歸模型估計(jì)的殘差平方和為2ei 500 ，估計(jì)用樣本容量為 n 24 ，則隨機(jī)誤差項(xiàng) ui 的標(biāo)準(zhǔn)誤差 ?的值為A.

29、25B. 5C. 23.81D. 4.88A.1X12X2LkXkv0B.1X12X2LkXk0C.1X12X2LkXkvX eD.1X12X2LkXkvX1L X k e11、半對(duì)數(shù)模型Y ln12 ln X2u 中，參數(shù) 2 的含義是A. Y關(guān)于 X 的彈性13、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法一般分為以下四個(gè)步驟( )A. 確定科學(xué)的理論依據(jù)、模型設(shè)定、模型修定、模型應(yīng)用B. 模型設(shè)定、估計(jì)參數(shù)、模型檢驗(yàn)、模型應(yīng)用C. 搜集數(shù)據(jù)、模型設(shè)定、估計(jì)參數(shù)、預(yù)測(cè)檢驗(yàn)D. 模型設(shè)定、模型修定、結(jié)構(gòu)分析、模型應(yīng)用14、一元線(xiàn)性回歸分析中的 ESS的自由度是()A. 2 B. 1 C. n-2 D. n-115、

30、回歸分析中要求()A. 兩個(gè)變量都是隨機(jī)的B. 兩個(gè)變量都不是隨機(jī)的D. 因變量是非隨機(jī)的，自變量是隨機(jī)的16、設(shè) Yi12 Xi ui2, Var (ui )i2Xi，為消除異方差，則對(duì)原模型變換的正確形式為(A. Yi12XiuiB.Yi Xi1Xi 2Xi uiXi XiC. Yi2Xi21Xi22 2Xi22 Xi2ui2 D.Xi2YiXi1XiXi2 XiuiXiC. 因變量是隨機(jī)的，自變量是非隨機(jī)的)17、同一時(shí)間，不同單位相同指標(biāo)組成的觀測(cè)數(shù)據(jù)稱(chēng)為A. 原始數(shù)據(jù)B. 橫截面數(shù)據(jù)C. 時(shí)間序列數(shù)據(jù)D. 修勻數(shù)據(jù)18、在異方差的情況下， 參數(shù)估計(jì)值的方差不能正確估計(jì)的原因是 22A

31、. E(ui2)2 B. E(uiuj ) 0(i j)D. E(uj ) 0B. 異方差D. 隨機(jī)解釋變量C. E(Xiuj ) 019、逐步回歸方法既檢驗(yàn)又修復(fù)了A. 自相關(guān)C. 多重共線(xiàn)性 20、下列說(shuō)法不正確的是A. 自相關(guān)產(chǎn)生的原因有經(jīng)濟(jì)變量的慣性作用B. 多重共線(xiàn)性是樣本現(xiàn)象C. 時(shí)間序列更易產(chǎn)生異方差D. 修正多重共線(xiàn)性的方法有增加樣本容量三、多項(xiàng)選擇題(每小題 2分，共計(jì) 10 分)1、滿(mǎn)足經(jīng)典假設(shè)時(shí)， 用普通最小二乘法估計(jì)得到的模型具有以下性質(zhì)()A. Y? Y B.Xiei0C.ei 0D.ei2 0 E.Cov (Yi , ei )02、判定系數(shù)的公式為A. RSS TS

32、S B.ESS TSSRSSC.ESS RSSESSRSSD. E.1ESS RSSTSS3、能夠判斷多重共線(xiàn)性的方法有()A. 簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法B.DW 檢驗(yàn)法C. t 檢驗(yàn)與 F 檢驗(yàn)綜合判斷法D.方差膨脹因子檢驗(yàn)E. 逐步回歸法4、下列用于檢驗(yàn)截面數(shù)據(jù)異方差的方法有()A. ARCH 檢驗(yàn)B.Goldfeld -Quanadt 檢驗(yàn)C. White 檢驗(yàn)D.DW 檢驗(yàn)E. 方差膨脹因子檢驗(yàn)5、自相關(guān)情形下， 常用的參數(shù)估計(jì)方法有()A. 普通最小二乘法B.廣義差分法C. 剔除變量法D.加權(quán)最小二乘法E. 一階差分法四、簡(jiǎn)答題（每小題 5分，共計(jì) 20 分）1、調(diào)整的決定系數(shù) R22、樣本回歸模型3、高斯馬爾科夫定理4、自相關(guān)五、分析題(每小題 20 分，共計(jì) 40 分)1、家庭消費(fèi)支出 (Y)、可支配收入 (X2) 、家庭財(cái)富 (X3)設(shè)定模型如下：Yi1 2 X2i3X3i ui其中，下標(biāo) i 表示第 i 個(gè)家庭。回歸分析結(jié)果為：Dependen