2017年計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

1、復(fù)習(xí)思考題一、單項(xiàng)選擇：。、狹義計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型是指（）。A.投入產(chǎn)出模型 B.數(shù)學(xué)規(guī)劃模型 C.包含隨機(jī)方程的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型D.模糊數(shù)學(xué)模型6、相關(guān)關(guān)系是指 。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A(chǔ)3、橫截面數(shù)據(jù)是指（）。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)。、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 。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)Q、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分為單方

2、程模型和（）。A.隨機(jī)方程模型B.行為方程模型 C.聯(lián)立方程模型D.非隨機(jī)方程模型生、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本應(yīng)用領(lǐng)域有（）。 P4A.結(jié)構(gòu)分析、經(jīng)濟(jì)預(yù)測、政策評價(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B7、判斷模型參數(shù)估計(jì)量的符號、大小、相互之間關(guān)系的合理性屬于（）準(zhǔn)則。A.計(jì)量經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)則檢驗(yàn)B. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) C.統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)則檢驗(yàn)D. 穩(wěn)定性檢驗(yàn)B8、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虰.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

3、定變量及方程式-估計(jì)模型-應(yīng)用模型C9、進(jìn)行回歸分析時(shí)的兩個(gè)變量 。A.都是隨機(jī)變量B.都不是隨機(jī)變量C. 一個(gè)是隨機(jī)變量，一個(gè)不是隨機(jī)變量D.隨機(jī)的或非隨機(jī)都可以1 / 13A10、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、政策評價(jià)C.消費(fèi)需求分析、生產(chǎn)技術(shù)分析。1、表示x和y之間真實(shí)線性關(guān)系的是）。B .彈性分析、乘數(shù)分析、政策模擬D.季度分析、年度分析、中長期分析AM= ?0 做 B. E(Y)=iXtC. Y； = 0 iXt Ut D. Yt = 0 iXtC 12、電視機(jī)的銷售收入（y,萬元）與銷售廣告支出（X,萬元）之間的回歸方程為? = 365 + 2.4x這說明（

4、）。A.銷售收入每增加1萬元，廣告支出平均增加B.銷售收入每增加1萬元，廣告支出平均減少C.廣告支出每增加1萬元，銷售收入平均增加D.廣告支出每增加1萬元，銷售收入平均減少2.4萬元2.4萬元2.4萬元2.4萬元B13、在總體回歸直線E（Y） = P0 + 01x中，P1 表不A.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), B.當(dāng)X增加一個(gè)單位時(shí), C.當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí), D.當(dāng)Y增加一個(gè)單位時(shí)，Y增加3 1個(gè)單位Y平均增加3 1個(gè)單位X增加3 1個(gè)單位X平均增加3 1個(gè)單位口3、設(shè)樣本回歸模型為y產(chǎn)用+用Xi +e ,則在下列公式中，用普通最小二乘法計(jì)算里，錯(cuò)誤的是Xi -X Yi-Y Xi -X?_ nx X

5、iYQ XYi12-nXj- % XiDl4、X XiYi-nXY4= 71% Xi2-nX2nv XiYi-工 X。Yi二2Xyi表示實(shí)際觀測值,y表示平均值,y?表示回歸估計(jì)值，則用普通最小二乘估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是使用以下哪項(xiàng)值最小（A.x (yi -7i)B.、yi - 7iCyi-y)2C.D.(yi -%)2 TOC o 1-5 h z 。5、以下不屬于估計(jì)量的小樣本性質(zhì)的有（）A、無偏性 B 、有效性 C 、線性性 D、一致性.對于總離差平方和 TSS回歸平方和 ESS與殘差平方和 RSS的相互關(guān)系，正確的是（）。A、TSS RSS+ ESSB 、TSS= RSS ESS C、TSS1

6、 C 、0 R2 1 D 、-1 R2 1D20.在多元線性回歸模型中，修正決定系數(shù)R2與決定系數(shù)R2之間有關(guān)系（）22 n 1A. R = R ;n -k -1C. R2 a -(1R2) n ;n - k -1B.D.R2 =1-R2n-1 ；n - k -1_2n _ 1_ 2R2 =1 (1 - R2)；n - k -161. k元線性回歸分析中的回歸平方和ESS的自由度是（）A. nB.n-1 C. n-k D、 kC22、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 ;川3、下列哪個(gè)模型為不變彈性模型(A.ln Y =ln P0

7、 + P11nxi +5 ;C.Y =久 +P1 ln Xi +5 ;C F - 1 ; D F = 0;)B.ln 丫 = ln + BXi +u ;1D.Yi = 一0 .1 Ui ;XiA X關(guān)于Y的彈性;C Y關(guān)于X的彈性;Xi1XiCYi1YC24、模型ln Yi =ln久+B11nxi +u中，B1的實(shí)際含義是（B X關(guān)于Y的邊際傾向;D Y關(guān)于X的邊際傾向;C 25、模型Y =久+ 3 ln Xi +Ui中，丫關(guān)于X的彈性為（）C26、模型Y = 。S11nxi中，參數(shù)片的含義是（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

8、值絕對量變化D. 丫關(guān)于X的彈性。7、容易產(chǎn)生異方差性的數(shù)據(jù)是（）A.時(shí)間序列數(shù)據(jù)B.虛變量數(shù)據(jù)C.橫截面數(shù)據(jù)D28、下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法（）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.年度數(shù)據(jù)D.方差膨脹因子檢驗(yàn)B 29、如果回歸模型中的誤差項(xiàng)存在異方差，則模型中參數(shù)的OLS估計(jì)量是（）A.無偏、有效估計(jì)量B.無偏、非有效估計(jì)量 C.有偏、有效估計(jì)量D.有偏、非有效估計(jì)量3 / 13 TOC o 1-5 h z A30、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.普通最小二乘法A31、如果戈德爾菲一匡特檢驗(yàn)顯著

9、，則認(rèn)為什么問題是嚴(yán)重的？（）A.異方差問題B.自相關(guān)性問題C.多重共線性問題D.模型設(shè)定誤差問題由2、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)）（）。A. D忡 0B . p = 0 C , D忡 1 D . P = 1D33. DW值的取值范圍是（）A . -1 DW 0； B. -1 DW 1 ；C. -2 DW M2 ;D. 0 DW 4; TOC o 1-5 h z Q4、當(dāng)DW =4時(shí)，說明（）A 不存在自相關(guān)；B不能判斷是否存在一階線性自相關(guān)；C 存在負(fù)的一階線性自相關(guān)；D存在正的一階線性自相關(guān)；C35、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

10、法B ,間接最小二乘法C .廣義差分法D .工具變量法36、應(yīng)用DW僉驗(yàn)需滿足的條件不包括（）A.模型包含截距項(xiàng)；B.模型解釋變量不能包含被解釋變量的滯后項(xiàng)C.樣本容量足夠大；D 解釋變量為隨機(jī)變量,7、在線性回歸模型中，如果解釋變量X1和X2的觀測值成正比，則表明模型中存在（）A 異方差性；B多重共線性；C自相關(guān)性；D模型設(shè)定誤差；C38、如果方差膨脹因子 VIF=10,責(zé)任為什么問題是嚴(yán)重的（）A.異方差問題；B.自相關(guān)性問題C.多重共線性問題；D.解釋變量與隨機(jī)項(xiàng)的相關(guān)性C39、當(dāng)模型存在嚴(yán)重的多重共線性時(shí)，OLS估計(jì)將不具備（）A.線性 B. 無偏性 C. 有效性 D. 一致性四0、不

11、屬于解決多重共線性的方法有（）A.排除引起共線性的解釋變量B.加權(quán)最小二乘法C.差分法D.逐步回歸法A41、虛擬變量（）A.主要代表質(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)的因素C.只能代表數(shù)量因素D.只能代表季節(jié)影響因素32、某商品需求函數(shù)為 yi =b0+燈為+5,其中y是需求量，X是價(jià)格，為了考慮季節(jié)（一年四季）因素的影響, 應(yīng)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)是（）4 / 13 TOC o 1-5 h z A . 2;B. 3;C. 4;D. 5;33、某商品需求函數(shù)為 yi =b0 +b1Xi +u ,其中y是需求量，x是價(jià)格，為了考慮地域因素的影響，如果有 6個(gè)地區(qū)，應(yīng)引入虛擬變

12、量的個(gè)數(shù)是（）A 3; B 5; C 6; D 7;D 44、設(shè)消費(fèi)函數(shù)yi =a。+a1D +bxi +Ui ,其中虛擬變量D =； 南方，如果統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明 & =0成立，則北 一 0 北方方的消費(fèi)函數(shù)和南方的消費(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C45、由于引入虛擬變量，回歸模型的截距項(xiàng)和斜率都發(fā)生變化，則這種模型稱為（）A.平行回歸模型B.重合回歸模型C.混合回歸模型D.相異回歸模型二、判斷分析：x 1、模型y = a +a2x + u是經(jīng)典線性回歸模型。X2、隨機(jī)誤差項(xiàng)ui與殘差項(xiàng)ei是一回事。x 3、總體回歸函數(shù)給出了與自變量每個(gè)取值相對應(yīng)的因變量的值

13、。v4、總體回歸模型yi =b0+bx +ui中的回歸系數(shù) 4是參數(shù)，樣本回歸模型yi =&+Rxi+ei中的回歸系數(shù) 總是隨 機(jī)變量。，5、求回歸參數(shù)的 OLS估計(jì)量無須經(jīng)典回歸模型的基本假設(shè)。X 6、OLS估計(jì)量是根據(jù)誤差平方和達(dá)到最小求得的。X 7、高斯-馬爾可夫定理是 OLS的理論依據(jù)。X 8、相關(guān)系數(shù)的取值范圍是在 0,1之間。，9、相關(guān)系數(shù)r與模型的斜率系數(shù) 。同號。x 10、決定系數(shù) R 2是TSS/ESS勺比值。X11、p值與顯著性水平 口是一回事。X12、在多元線性回歸模型中，如果每一個(gè)自變量對因變量y都有顯著的影響，則全體自變量對y有顯著影響。，13、僅當(dāng)決定系數(shù) R2為1

14、時(shí)，修正決定系數(shù) R2才與R2相等。5 / 13X 14、修正決定系數(shù)的取值范圍是0, 1。X 15、當(dāng) R2 =1 時(shí)，F(xiàn) =0 ;當(dāng) R2 =0時(shí)，F(xiàn) =6 ;，16、無論模型包含多少個(gè)解釋變量，總變差平方和的自由度都是n -1 oX17、回歸模型中單個(gè)自變量是統(tǒng)計(jì)顯著的，意思是說它的斜率系數(shù)顯著不為1.X18、在多元線性回歸模型中，如果全體自變量整體對y有顯著影響，則每一個(gè)自變量對因變量y都有顯著的影響。X19、在雙對數(shù)模型中，因變量 y關(guān)于自變量x的邊際量與模型的斜率系數(shù)相同。X20、線性回歸模型中的斜率系數(shù)是因變量y對自變量x的彈性。，21、線性回歸模型中的斜率系數(shù)是一個(gè)常數(shù)，彈性是

15、一個(gè)變量。但雙對數(shù)模型的彈性是一個(gè)常數(shù)，斜率系數(shù)是 個(gè)變量。X22、當(dāng)模型存在異方差時(shí)，參數(shù)的 OLS估計(jì)量有偏的和無效的。X23、當(dāng)模型存在異方差時(shí)，常用的 OLS法總是高估了估計(jì)是的標(biāo)準(zhǔn)誤。X24、當(dāng)模型存在自相關(guān)時(shí)，參數(shù)的 OLS估計(jì)量不再具有線性性、無偏性和有效性。X25、D -W檢驗(yàn)法只適用于一階自相關(guān)，不適用于高階自相關(guān)。X 26、當(dāng)模型存在多重共線時(shí)，參數(shù)OLS估計(jì)量的方差將被縮小。X 27、盡管存在完全的多重共線，但OLS估計(jì)量仍然是最優(yōu)線性無偏估計(jì)量。X28、當(dāng)模型存在多重共線時(shí)，參數(shù)的OLS估計(jì)量不再具有線性性、無偏性、有效性。三、概念解釋：1、時(shí)間序列數(shù)據(jù)；是指某一經(jīng)濟(jì)變

16、量，按照時(shí)間先后順序排列，來自于某一單獨(dú)個(gè)體的數(shù)據(jù)集合2、截面數(shù)據(jù)；是指某一經(jīng)濟(jì)變量在同一時(shí)間點(diǎn)上，不同統(tǒng)計(jì)單位，相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)所組成的數(shù)據(jù)集合。3、總體回歸函數(shù)；在解釋變量xi確定的情況下，被解釋變量 yi的期望軌跡為總體回歸線，函數(shù)形式為E(Y Xi尸f (Xi ),或稱條件期望函數(shù)。4、樣本回歸線；在總體中隨機(jī)抽取一個(gè)樣本，對該樣本做散點(diǎn)圖，并用一條直線盡可能地?cái)M合該散點(diǎn)圖。由于樣本取自總體， 因此，可以用這條線來近似代表總體回歸線，該線稱為樣本回歸線。6 / 135、OLS估計(jì)量;6、估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤(估計(jì)量的精度)；是指估計(jì)量的精確程度，是由估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差來度量的。代替。分母為n-k-17、

17、回歸標(biāo)準(zhǔn)誤；記為 S.E,當(dāng)總體標(biāo)準(zhǔn)差未知時(shí)，用 8、檢驗(yàn)水平(顯著性水平)；顯著性水平是估計(jì)總體參數(shù)落在某一區(qū)間內(nèi)，可能犯錯(cuò)誤的概率，用 ”表示。9、置信度(置信水平)；置信水平是指總體參數(shù)值落在樣本統(tǒng)at值某一區(qū)內(nèi)的概率，一般用1- a表示10、加權(quán)最小二乘法；對原模型進(jìn)行加權(quán)，使其成為一個(gè)不存在異方差性的新模型，然后采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)11、y關(guān)于X的邊際量；當(dāng)自變量每改變一個(gè)單位時(shí)，所引起y改變的單位數(shù)。12、y 對 X 的彈性；Ey/Ex=( Zy/y)/( Z/x)=f(x) x/y -13、標(biāo)準(zhǔn)化變量；如果隨機(jī)變量x滿足以下條件，(1) x的平均值E(X)=0 , (2)x

18、的標(biāo)準(zhǔn)差x=v(x)開根號=1,則為標(biāo)準(zhǔn)化變量。14、過原點(diǎn)回歸模型；若回歸模型為：yi=b1x1i+,+ bkxki+ui ,則稱它是一個(gè)過原點(diǎn)(無截距)回歸模型。15、虛擬變量；對被解釋變量有重要影響且無法度量的因素進(jìn)行量化，通常用“0”和“1”來表示某種狀態(tài)，這種只取“0”或“1”的人工變量就稱為虛擬變量。16、廣義差分；將原模型直接轉(zhuǎn)化為對應(yīng)的差分形式，消除序列相關(guān)性，然后用普通最小二乘法對變換后的模型進(jìn)行估計(jì)，間 接得到原模型的參數(shù)估計(jì)值。17、廣義差分模型；模型中的所有變量都是廣義差分變量。 一2、18、萬差膨脹因子；1/ (1Jx1x2 )是指解釋變量之間存在多重共線性時(shí)的方差與

19、不存在多重共線性時(shí)的方差之比。容忍度的倒數(shù)，VIF越大，顯示共線性越嚴(yán)重。經(jīng)驗(yàn)判斷方法表明：當(dāng) 0VIF10 ,不存在多重共線性；當(dāng) 10 VIF100,存在嚴(yán)重多重共線性。四、簡要回答:1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的構(gòu)成要素有哪些？確定模型所包含的變量：被解釋變量，解釋變量。7 / 13確定模型的數(shù)學(xué)形式，擬定理論模型中待估參數(shù)的理論期望值樣本數(shù)據(jù)的收集2、經(jīng)典線性回歸模型中“線性”的含義包含什么內(nèi)容？因變量與自變量之間的關(guān)系是線性關(guān)系，稱之為變量線性。因變量與各參數(shù)之間的關(guān)系是線性關(guān)系，稱之為參數(shù)線性。3、隨機(jī)誤差項(xiàng)產(chǎn)生的原因是什么？p31未知的影響因素；殘缺數(shù)據(jù)；眾多次要變量；數(shù)據(jù)觀察誤差；模型設(shè)定

20、誤差；變量內(nèi)在隨機(jī)性。4、經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本假設(shè)有哪些？正態(tài)性；零均值；同方差；無自相關(guān)；無多重共線性（多元中）；自變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)5、總體回歸模型與樣本回歸模型有什么區(qū)別與聯(lián)系？區(qū)別：總體回歸函數(shù)：函數(shù)的參數(shù)雖未知，但是是確定的常數(shù)；”反映自變量x與總體中全部個(gè)體單位的因變量之間的關(guān)系，是唯一的樣本回歸函數(shù)：隨抽樣波動而變化，可以有很多條；只是未知總體回歸線的近似表現(xiàn)；函數(shù)的參數(shù)可估計(jì)，但是是隨著抽樣波動而變化的隨機(jī)變量；ei是只要估計(jì)出樣本回歸函數(shù)的參數(shù)就可以計(jì)算的數(shù)值反映白是x與總體中的一部分個(gè)體單位的因變量之間的關(guān)系，不唯一6、影響預(yù)測精度的原因有哪些？樣本容量愈大，預(yù)測的方

21、差愈小，預(yù)測的精度愈大；內(nèi)插預(yù)測的精度比較有把握，外推預(yù)測的能力顯著下降，預(yù)測精度難以把握；當(dāng)其樣本容量n相當(dāng)大，而預(yù)測點(diǎn)的取值 X0接近于X的平均值時(shí)，預(yù)測的方差最小，預(yù)測的精度最大7、如何判斷在一個(gè)模型中新加入一個(gè)解釋變量是否合理？當(dāng)在模型y= 3 0+ 3 1X1+.+ 3 kXk+u加入一個(gè)自變量 Xk+1后，修正擬合優(yōu)度的值隨之變大，則 Xk+1對y的影響 大，引入這個(gè)新變量是合理的，可以引進(jìn)這個(gè)變量，反之，當(dāng)引入一個(gè)新變量之后，修正擬合系數(shù)的值減小，則Xk+1對y的影響小，則不必引進(jìn)這個(gè)新變量8、為什么在多元回歸模型中要用修正決定系數(shù)來判別觀測點(diǎn)與回歸線的擬合程度？因?yàn)槿藗儼l(fā)現(xiàn)隨著

22、模型中解釋變量的增多，多重決定系數(shù)R2的值往往會變大，從而增加了模型的解釋功能。這樣就使得人們認(rèn)為要使模型擬合得好，必須增加解釋變量。但是，在樣本容量一定的情況下，增加解釋變量必定 使得待估系數(shù)的個(gè)數(shù)增加，從而損失自由度，在實(shí)際中引入的變量并非必要的話，會產(chǎn)生很多問題，比如，降低預(yù) 測精度，引起多重共線性等，所以用修正的決定系數(shù)。9、線性回歸模型與雙對數(shù)模型有什么不同的特點(diǎn)？斜率系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義不同；模型的性質(zhì)不同；彈性和邊際量的計(jì)算結(jié)果不一樣10、過原點(diǎn)模型與不過原點(diǎn)模型有什么不同的性質(zhì)？過原點(diǎn)*II型：Yi= 3； Xi+ + 3k* Xki+Ui * ESS/TSS不能描述點(diǎn)與線的擬合程度

23、不過原點(diǎn)模型：yi=團(tuán)+ 3兇+ 3kXki+Ui均能描述點(diǎn)與線的擬合程度8 / 1311、解決非線性模型建模的思路是什么？首先用數(shù)學(xué)方法將非線性模型轉(zhuǎn)化成線性模型；然后用01s法求線性模型中的參數(shù)估計(jì)量；根據(jù)原非線性模型中參數(shù)與線性模型中參數(shù)的關(guān)系，求出原型的參數(shù)估計(jì)12、產(chǎn)生異方差的原因是什么？在截面數(shù)據(jù)建模時(shí)，對不同的群體，X對Y的影響程度不同，可能導(dǎo)致異方差。如：居民家庭收入與消費(fèi)行為模型。由于在誤差項(xiàng)中包含了被遺漏的影響因素對因變量Y的影響，當(dāng)這些因素對不同個(gè)體的影響差異很大時(shí)，也會產(chǎn)生異方差。如：生產(chǎn)函數(shù)中，外部環(huán)境對產(chǎn)出量的影響。13、異方差對 OLS估計(jì)量產(chǎn)生什么影響？計(jì)算公式

24、不變，5條數(shù)學(xué)性質(zhì)不變，線性性、無偏性也不變；置信區(qū)間不可信；改變了有效性；改變了估計(jì)量 的精度。14、為什么出現(xiàn)異方差時(shí)，采用WLSt求估計(jì)量比用 OLS法更合理？,.,當(dāng)模型存在異方差時(shí)，v（ 口）的值隨著x值的改變而改變，因而也 e：二（上-區(qū)甑 隨著X值的改變而改變。比如：當(dāng) ei2隨著Xi增大而增大時(shí)，對應(yīng)于較大的 ei值也就較大，即由于模型系統(tǒng)的原因，使計(jì) 算的殘差值偏大。2因此需要加以修正后再求殘差平方和。其修正方法就是：在擴(kuò)大了實(shí)際殘差的ei前給予較小的權(quán)數(shù)；在縮小2了實(shí)際殘差的ei前給予較大的權(quán)數(shù)，再求和，尋找最小值。15、產(chǎn)生自相關(guān)的原因是什么？解釋變量的自相關(guān)性引起模型出

25、現(xiàn)自相關(guān)；誤差項(xiàng)中包含的（不重要的）經(jīng)濟(jì)變量的自相關(guān)引起模型出現(xiàn)自相關(guān)；經(jīng)濟(jì)行為的滯后性和經(jīng)濟(jì)沖突的延續(xù)性引起模型出現(xiàn)自相關(guān)；模型設(shè)定誤差；16、當(dāng)模型存在自相關(guān)時(shí)，如果仍用以前的方法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)會導(dǎo)致什么錯(cuò)誤？破壞了 OLS估計(jì)量的有效性；低估了總體方差；模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果不可信，導(dǎo)致T值增大，從而夸大所估計(jì)值的顯著性，使得把原本不重要的變量當(dāng)作重要的變量保留下來；所求得的估計(jì)置信區(qū)間縮小。區(qū)間預(yù)測結(jié)果可信度降低。17、引入虛擬變量個(gè)數(shù)的規(guī)則是怎樣的？p67M個(gè)定性因素，引入 M個(gè)虛擬變量1個(gè)定性因素，有 M種類別，則引入（M-1）個(gè)虛擬變量18、引入虛擬變量的方式有哪些？各種方式引入虛擬變量

26、對原模型產(chǎn)生什么影響？加法方式：僅影響截距乘法方式：僅影響斜率混合方式：既影響截距又僅影響斜率9 / 1320、什么是完全的多重共線？完全與不完全多重共線的區(qū)別是什么?若存在C1X1+C2X2i+ . +CkXki= 0 (i=1 , 2,，n)且C不全為0,則稱為解釋變量的完全多重共線，即：解釋變量之間存在嚴(yán)格的線性關(guān)系，表明至少有一個(gè)變量可由其他變量線性表示。區(qū)別：完全多重共線性是指兩個(gè)或兩個(gè)以上解釋變量之間存在精確的線性關(guān)系；無線性性，無偏性，有效性。不完全多重共線性是指變量之間存在的不是精確的線性關(guān)系，而是近似的線性關(guān)系。存在線性性，無偏性，有 效性。21、不完全多重共線的后果是什么？

27、OLS估計(jì)量的方差和標(biāo)準(zhǔn)差較大。不影響01s估計(jì)量線性性，無偏性，有效性。在參數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn)中，增大了接收原假設(shè)的可能性，導(dǎo)致錯(cuò)誤地舍去重要的解釋變量。 使得預(yù)測區(qū)間增大，從而降低了預(yù)測的精度。(2)置信區(qū)間變寬。t值不顯著。R2值較高，但t值并不都顯著。OLS估計(jì)量及其標(biāo)準(zhǔn)差對數(shù)據(jù)的微小變化非常敏感。(6)回歸系數(shù)符號有誤。(7)難以衡量各個(gè)解釋變量對回歸平方和或R2的貢獻(xiàn)。五、計(jì)算題：1、根據(jù)美國1970-1983年的數(shù)據(jù)，得到如下的回歸結(jié)果：Y? = -995.5183 8.7503Xi _2 se=() (0.3214)R =0.9488t =(-3.8258) ()n=()其中，丫是國

28、民生產(chǎn)總值(單位：10億美元)，X是貨幣供給(單位：10億美元)。 (1) 填充括號內(nèi)缺少的數(shù)值；s. e=260.2118t=27.2256n=14 ?(2)解釋斜率系數(shù)b? - 8.7503的經(jīng)濟(jì)含義； 貨幣供給X每增加10億美元，就會引起國民生產(chǎn)總值Y平均變化87.503億美元。(3)在檢驗(yàn)水平口 =0.05之下，能否認(rèn)為 XK丫有顯著影響？(要求步驟完整)參數(shù)檢驗(yàn)提出原假設(shè) H0 : b1=0 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量 T=27.2257t(14-2)在檢驗(yàn)水平0 = 0. 05下，由0.05=P ( T 入)查表得：兀 =2. 179 2判斷：由于TT2,故拒絕原假設(shè)，即：貨幣供給X對國民生產(chǎn)總值

29、丫有顯著影響10 / 13（4）假定2007年X的取值為7500億美元，預(yù)測國民生產(chǎn)總值 丫在2007年可能的取值范圍。（要求步驟完整）單位：10億美元當(dāng) X=750 時(shí)，Y=5567.2067年份消費(fèi)水平（Y）收入水平（X1）198520.130198622.335198730.541.2198828.251.319893255.2199040.161.4199142.165.2199248.870199350.580199460.192.1199570102199675120.32、根據(jù)下表數(shù)據(jù),N=12y- =43-30 x- = 66.975計(jì)算得到以柳艇二工1： =519 73= 803.740213.93 j Yr2 =62180.67；=26099.91 3 y(X. -Za = 8352.86(1)求回歸參數(shù)b。和b的估計(jì)值，并寫出回歸方程b0= - 0.033bi= 0.647Y=-0.033-0.647x1(2)在檢驗(yàn)水平u =0.05之下，能否認(rèn)為