計量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題庫超版及答案

1、-. z.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)題庫一、單項選擇題每題1分1計量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以下哪門學(xué)科的分支學(xué)科C。 A統(tǒng)計學(xué) B數(shù)學(xué)C經(jīng)濟(jì)學(xué)D數(shù)理統(tǒng)計學(xué)2計量經(jīng)濟(jì)學(xué)成為一門獨立學(xué)科的標(biāo)志是B。A1930年世界計量經(jīng)濟(jì)學(xué)會成立B1933年計量經(jīng)濟(jì)學(xué)會刊出版C1969年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎設(shè)立D1926年計量經(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同一時點上不同統(tǒng)計單位一樣統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)B同一時點上一樣統(tǒng)計單位一樣統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)C同一時點上一樣統(tǒng)計單位不同統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)D同一時點上不同統(tǒng)計單位不同統(tǒng)計指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)5同一統(tǒng)計指

2、標(biāo)，同一統(tǒng)計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)活動中的變量關(guān)系的計量經(jīng)濟(jì)模型是 。A微觀計量經(jīng)濟(jì)模型B宏觀計量經(jīng)濟(jì)模型C理論計量經(jīng)濟(jì)模型 D應(yīng)用計量經(jīng)濟(jì)模型8經(jīng)濟(jì)計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 。A19912003年各年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的平均工業(yè)產(chǎn)值B19912003年各年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)各鎮(zhèn)的

3、工業(yè)產(chǎn)值C*年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值的合計數(shù)D*年*地區(qū)20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各鎮(zhèn)的工業(yè)產(chǎn)值10經(jīng)濟(jì)計量分析工作的根本步驟是 。A設(shè)定理論模型收集樣本資料估計模型參數(shù)檢驗?zāi)Ｐ虰設(shè)定模型估計參數(shù)檢驗?zāi)Ｐ蛻?yīng)用模型C個體設(shè)計總體估計估計模型應(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滯后變量13同一統(tǒng)計指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為 。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)據(jù)14計量經(jīng)濟(jì)模型的根

4、本應(yīng)用領(lǐng)域有 。A構(gòu)造分析、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 。A變量間的非獨立關(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)展相關(guān)分析時的兩個變量 。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)都可以18表示*和y之間真實線性關(guān)系的是 。A BC D19參數(shù)的估計量具備有效性是指 。

5、ABCD20對于，以表示估計標(biāo)準(zhǔn)誤差，表示回歸值，則 。ABC D21設(shè)樣本回歸模型為，則普通最小二乘法確定的的公式中，錯誤的選項是 。A BCD22對于，以表示估計標(biāo)準(zhǔn)誤差，r表示相關(guān)系數(shù)，則有 。A BCD23產(chǎn)量*，臺與單位產(chǎn)品本錢Y，元/臺之間的回歸方程為，這說明 。A產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢增加356元B產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢減少1.5元C產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢平均增加356元D產(chǎn)量每增加一臺，單位產(chǎn)品本錢平均減少1.5元24在總體回歸直線中，表示 。A當(dāng)*增加一個單位時，Y增加個單位B當(dāng)*增加一個單位時，Y平均增加個單位C當(dāng)Y增加一個單位時，*增加個單位D當(dāng)Y增加一

6、個單位時，*平均增加個單位25對回歸模型進(jìn)展檢驗時，通常假定 服從 。A BC D26以Y表示實際觀測值，表示回歸估計值，則普通最小二乘法估計參數(shù)的準(zhǔn)則是使 。A B C D27設(shè)Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，則以下哪項成立 。A BCD28用OLS估計經(jīng)典線性模型，則樣本回歸直線通過點_。A B CD29以Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，則用OLS得到的樣本回歸直線滿足 。A BC D30用一組有30個觀測值的樣本估計模型，在0.05的顯著性水平下對的顯著性作t檢驗，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量t大于 。At0.05(30) Bt0.025(30) Ct0.05(28)

7、 Dt0.025(28)31*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 。A0.64 B0.8C0.4 D0.3232相關(guān)系數(shù)r的取值*圍是 。Ar-1 Br1C0r1 D1r133判定系數(shù)R2的取值*圍是 。AR2-1 BR21C0R21 D1R2134*一特定的*水平上，總體Y分布的離散度越大，即2越大，則 。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)測誤差越大35如果*和Y在統(tǒng)計上獨立，則相關(guān)系數(shù)等于 。A1 B1 C0 D36根據(jù)決定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R21時，有 。AF1 BF-

8、1 CF0 DF37在CD生產(chǎn)函數(shù)中， 。A.和是彈性 B.A和是彈性C.A和是彈性 D.A是彈性38回歸模型中，關(guān)于檢驗所用的統(tǒng)計量，以下說法正確的選項是 。A服從 B服從C服從D服從39在二元線性回歸模型中，表示 。A當(dāng)*2不變時，*1每變動一個單位Y的平均變動。B當(dāng)*1不變時，*2每變動一個單位Y的平均變動。C當(dāng)*1和*2都保持不變時，Y的平均變動。D當(dāng)*1和*2都變動一個單位時，Y的平均變動。40在雙對數(shù)模型中，的含義是 。AY關(guān)于*的增長量 BY關(guān)于*的增長速度CY關(guān)于*的邊際傾向 DY關(guān)于*的彈性41根據(jù)樣本資料已估計得出人均消費支出Y對人均收入*的回歸模型為，這說明人均收入每增加

9、1，人均消費支出將增加 。A2 B0.2 C0.75 D7.542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)誤差項不相關(guān) B與殘差項不相關(guān)C與被解釋變量不相關(guān) D與回歸值不相關(guān)43根據(jù)判定系數(shù)R2與F統(tǒng)計量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時有 。 A.F=1 B.F=1 C.F=D.F=0 44下面說法正確的選項是 。 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.外生變量是非隨機(jī)變量45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.內(nèi)生變量B.外生變量 C.虛擬變量D.前定變量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

10、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47計量經(jīng)濟(jì)模型中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48.在由的一組樣本估計的、包含3個解釋變量的線性回歸模型中，計算得多重決定系數(shù)為0.8500，則調(diào)整后的多重決定系數(shù)為 A. 0.8603 B. 0.8389 C49.以下樣本模型中，哪一個模型通常是無效的 A.消費=500+0.8收入B.商品需求=10+0.8收入+0.9價格C.商品供給=20+0.75價格D.產(chǎn)出量=0.65勞動資本50.用一組有30個觀測值的樣本估計模型后

11、，在0.05的顯著性水平上對的顯著性作檢驗，則顯著地不等于零的條件是其統(tǒng)計量大于等于 A. B.C. D.51.模型中，的實際含義是 A.關(guān)于的彈性 B.關(guān)于的彈性C.關(guān)于的邊際傾向 D.關(guān)于的邊際傾向52在多元線性回歸模型中，假設(shè)*個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于，則說明模型中存在 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.線性回歸模型中，檢驗時，所用的統(tǒng)計量服從( )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)與多重判定系數(shù)之間有如下關(guān)系( ) A. B. C. D. 55關(guān)于經(jīng)濟(jì)計量模型進(jìn)展預(yù)測出現(xiàn)誤差

12、的原因，正確的說法是 。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 都不對56在多元線性回歸模型中對樣本容量的根本要求是(k 為解釋變量個數(shù))： A nk+1 B nk+1C n30 或n3k+1 D n3057.以下說法中正確的選項是： A 如果模型的 很高，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較好B 如果模型的 較低，我們可以認(rèn)為此模型的質(zhì)量較差C 如果*一參數(shù)不能通過顯著性檢驗，我們應(yīng)該剔除該解釋變量D 如果*一參數(shù)不能通過顯著性檢驗，我們不應(yīng)該隨便剔除該解釋變量58.半對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是 。 A*的絕對量變化，引起Y的絕對量變化BY關(guān)于*的邊際變化 C*

13、的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化DY關(guān)于*的彈性59.半對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是 。A.*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*的彈性C.*的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化D.Y關(guān)于*的邊際變化60.雙對數(shù)模型中，參數(shù)的含義是 。A.*的相對變化，引起Y的期望值絕對量變化B.Y關(guān)于*的邊際變化C.*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*的彈性61.Goldfeld-Quandt方法用于檢驗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62.在異方差性情況下，常用的估計方法是A.一階差分法 B.廣義差分法C.工具變量法 D.加權(quán)最小

14、二乘法63.White檢驗方法主要用于檢驗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64.Glejser檢驗方法主要用于檢驗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65.以下哪種方法不是檢驗異方差的方法A.戈德菲爾特匡特檢驗 B.懷特檢驗 C.戈里瑟檢驗 D.方差膨脹因子檢驗66.當(dāng)存在異方差現(xiàn)象時，估計模型參數(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.使用非樣本先驗信息67.加權(quán)最小二乘法克制異方差的主要原理是通過賦予不同觀測點以不同的權(quán)數(shù)，從而提高估計精度，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

15、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68.如果戈里瑟檢驗說明，普通最小二乘估計結(jié)果的殘差與有顯著的形式的相關(guān)關(guān)系滿足線性模型的全部經(jīng)典假設(shè)，則用加權(quán)最小二乘法估計模型參數(shù)時，權(quán)數(shù)應(yīng)為A. B. C. D. 69果戈德菲爾特匡特檢驗顯著，則認(rèn)為什么問題是嚴(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.設(shè)定誤差問題70.設(shè)回歸模型為，其中，則的最有效估計量為A. B. C. D. 71如果模型yt=b0+b1*t+ut存在序列相關(guān)，則 。A. cov(*t, ut)=0 B. cov(ut, us)=0(ts) C. cov(*t, ut)0 D. cov(

16、ut, us) 0(ts)72DW檢驗的零假設(shè)是為隨機(jī)誤差項的一階相關(guān)系數(shù) 。ADW0B0CDW1D173以下哪個序列相關(guān)可用DW檢驗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 。Autut1+vtButut1+2ut2+vtCutvtDutvt+2 vt-1 +74DW的取值*圍是 。A-1DW0 B-1DW1C-2DW2D0DW475當(dāng)DW4時，說明 。A不存在序列相關(guān)B不能判斷是否存在一階自相關(guān)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個觀測值估計的結(jié)果，一元線性回歸模型的DW2.3。在樣本容量n=20,解釋變量k=1，顯著性水平為0.05時，查得dl=1

17、,du=1.41,則可以決斷 。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無法確定77當(dāng)模型存在序列相關(guān)現(xiàn)象時，適宜的參數(shù)估計方法是 。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78對于原模型yt=b0+b1*t+ut，廣義差分模型是指 。79采用一階差分模型一階線性自相關(guān)問題適用于以下哪種情況 。A0B1C-10D080定*企業(yè)的生產(chǎn)決策是由模型St=b0+b1Pt+ut描述的其中St為產(chǎn)量，PA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81根據(jù)一個n=30的樣本估計后計算得DW1.4，在5%的置信度下，dl=1.35,du=1.49,則認(rèn)為原模型

18、 。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)。82.于模型，以表示et與et-1之間的線性相關(guān)關(guān)系t=1,2,T,則以下明顯錯誤的選項是 。A0.8，DW0.4B-0.8，DW-0.4C0，DW2 D1，DW083同一統(tǒng)計指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為 。 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)據(jù)84當(dāng)模型存在嚴(yán)重的多重共線性時，OLS估計量將不具備A線性B無偏性C有效性D一致性85經(jīng)歷認(rèn)為*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。A大于B小于C大于5D小于586模型中引入實際上與解釋變量有關(guān)的變量，會

19、導(dǎo)致參數(shù)的OLS估計量方差。A增大B減小C有偏D非有效87對于模型yt=b0+b1*1t+b2*2t +ut，與r12=0相比，r120.5時，估計量的方差將是原來的。A1倍B1.33倍C1.8倍D2倍88如果方差膨脹因子VIF10，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)項的相關(guān)性89在多元線性回歸模型中，假設(shè)*個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近于1，則說明模型中存在( )。A 異方差 B 序列相關(guān) C 多重共線性D 高擬合優(yōu)度90存在嚴(yán)重的多重共線性時，參數(shù)估計的標(biāo)準(zhǔn)差。A變大B變小C無法估計D無窮大91完全多重共線性時，以下判斷不正確的選項是。A

20、參數(shù)無法估計B只能估計參數(shù)的線性組合C模型的擬合程度不能判斷D可以計算模型的擬合程度92設(shè)*地區(qū)消費函數(shù)中，消費支出不僅與收入*有關(guān)，而且與消費者的年齡構(gòu)成有關(guān)，假設(shè)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)邊際消費傾向不變，則考慮上述構(gòu)成因素的影響時，該消費函數(shù)引入虛擬變量的個數(shù)為 A.1個B.2個C.3個D.4個93當(dāng)質(zhì)的因素引進(jìn)經(jīng)濟(jì)計量模型時，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94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

21、95假設(shè)回歸模型為，其中*i為隨機(jī)變量，*i與Ui相關(guān)則的普通最小二乘估計量( ) 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，假設(shè)遺漏了解釋變量*2，且*1、*2線性相關(guān)則的普通最小二乘法估計量( ) 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模型中引入一個無關(guān)的解釋變量( ) A.對模型參數(shù)估計量的性質(zhì)不產(chǎn)生任何影響B(tài).導(dǎo)致普通最小二乘估計量有偏C.導(dǎo)致普通最小二乘估計量精度下降D.導(dǎo)致普通最小二乘估計量有偏，同時精度下降98設(shè)消費函數(shù)，其中虛擬變量，如果統(tǒng)計檢驗說明成立，則東中部的消費函數(shù)與西部的消費函數(shù)是( )。 A

22、. 相互平行的B. 相互垂直的 C. 相互穿插的 D. 相互重疊的99虛擬變量( ) 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)的因素 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( )。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，對一個具有m個特征的質(zhì)的因素要引入虛擬變量數(shù)目為( )。A.m B.m-1 C.m-2 D.m+1 102設(shè)*商品需求模型為，其中Y是商品的需求量，*是商品的價格，為了考慮全年12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。A異方差性B序

23、列相關(guān)C不完全的多重共線性D完全的多重共線性103.對于模型，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動模型，則會產(chǎn)生 。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.不完全多重共線性104.設(shè)消費函數(shù)為，其中虛擬變量，當(dāng)統(tǒng)計檢驗說明以下哪項成立時，表示城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭有一樣的消費行為 。A.， B.，C.， D.，105設(shè)無限分布滯后模型為，且該模型滿足Koyck變換的假定，則長期影響系數(shù)為。AB CD不確定106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。A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107在分布滯后模型中，短期影響

24、乘數(shù)為。ABCD108對于自適應(yīng)預(yù)期模型，估計模型參數(shù)應(yīng)采用( ) 。 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工具變量法109koyck變換模型參數(shù)的普通最小二乘估計量是( ) 。A無偏且一致 B有偏但一致C無偏但不一致D有偏且不一致110以下屬于有限分布滯后模型的是 。ABC D111消費函數(shù)模型，其中為收入，則當(dāng)期收入對未來消費的影響是：增加一單位，增加。A0.5個單位B0.3個單位C0.1個單位D0.9個單位112下面哪一個不是幾何分布滯后模型。Akoyck變換模型B自適應(yīng)預(yù)期模型C局部調(diào)整模型D有限多項式滯后模型113有限多項式分布滯后模型中，通過將原來分布滯后模型中的

25、參數(shù)表示為滯后期i的有限多項式，從而克制了原分布滯后模型估計中的。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)過多難估計問題114分布滯后模型中，為了使模型的自由度到達(dá)30，必須擁有多少年的觀測資料。A32B33C34D38115如果聯(lián)立方程中*個構(gòu)造方程包含了所有的變量，則這個方程為。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，不正確的選項是。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響 C簡化式參數(shù)是構(gòu)造式參數(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)展參數(shù)估計的方法可以分兩類，即：( ) 。A間接最

26、小二乘法和系統(tǒng)估計法B單方程估計法和系統(tǒng)估計法 C單方程估計法和二階段最小二乘法 D工具變量法和間接最小二乘法118在構(gòu)造式模型中，其解釋變量( )。A都是前定變量B都是內(nèi)生變量 C可以內(nèi)生變量也可以是前定變量 D都是外生變量119如果*個構(gòu)造式方程是過度識別的，則估計該方程參數(shù)的方法可用 。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)最小二乘法120當(dāng)模型中第個方程是不可識別的，則該模型是( ) 。A可識別的 B不可識別的 C過度識別 D恰好識別121構(gòu)造式模型中的每一個方程都稱為構(gòu)造式方程，在構(gòu)造方程中，解釋變量可以是前定變量，也可以是( ) A外生變量 B滯后變量C內(nèi)生變量

27、D外生變量和內(nèi)生變量122在完備的構(gòu)造式模型中，外生變量是指。AYt BYt 1CIt DGt123在完備的構(gòu)造式模型中，隨機(jī)方程是指。A方程1 B方程2 C方程3D方程1和2124聯(lián)立方程模型中不屬于隨機(jī)方程的是。A行為方程 B技術(shù)方程 C制度方程D恒等式125構(gòu)造式方程中的系數(shù)稱為。A短期影響乘數(shù) B長期影響乘數(shù) C構(gòu)造式參數(shù)D簡化式參數(shù)126簡化式參數(shù)反映對應(yīng)的解釋變量對被解釋變量的 。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根本假定的條件下，間接最小二乘估計量具備。A準(zhǔn)確性 B無偏性 C真實性D一致性二、多項選擇題每題2分1計量

28、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)計學(xué) B數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué) C經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計學(xué) D數(shù)學(xué) E經(jīng)濟(jì)學(xué)2從內(nèi)容角度看，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為 。A理論計量經(jīng)濟(jì)學(xué) B狹義計量經(jīng)濟(jì)學(xué) C應(yīng)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)D廣義計量經(jīng)濟(jì)學(xué) E金融計量經(jīng)濟(jì)學(xué)3從學(xué)科角度看，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)可分為 。A理論計量經(jīng)濟(jì)學(xué) B狹義計量經(jīng)濟(jì)學(xué) C應(yīng)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)D廣義計量經(jīng)濟(jì)學(xué) E金融計量經(jīng)濟(jì)學(xué)4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內(nèi)生變量D外生變量 E控制變量5從變量的性質(zhì)看，經(jīng)濟(jì)變量可分為 。A解釋變量 B被解釋變量 C內(nèi)生變量D外生變量 E控制變量6使用時序數(shù)據(jù)進(jìn)展經(jīng)濟(jì)計量分析時，要求指標(biāo)統(tǒng)計的 。A對象及*圍可比

29、 B時間可比 C口徑可比D計算方法可比 E內(nèi)容可比7一個計量經(jīng)濟(jì)模型由以下哪些局部構(gòu)成 。A變量 B參數(shù) C隨機(jī)誤差項D方程式 E虛擬變量8與其他經(jīng)濟(jì)模型相比，計量經(jīng)濟(jì)模型有如下特點 。A確定性 B經(jīng)歷性 C隨機(jī)性D動態(tài)性 E靈活性9一個計量經(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 C控制變量D政策變量 E滯后變量10計量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用在于 。A構(gòu)造分析 B經(jīng)濟(jì)預(yù)測 C政策評價D檢驗和開展經(jīng)濟(jì)理論 E設(shè)定和檢驗?zāi)Ｐ?1以下哪些變量屬于前定變量( )。A內(nèi)生變量 B隨機(jī)變量 C滯后變量 D外生變量 E工具變量12經(jīng)濟(jì)參數(shù)的分為兩大類，下面哪些屬于外生參數(shù)( )。A折舊率 B稅率

30、C利息率D憑經(jīng)歷估計的參數(shù) E運用統(tǒng)計方法估計得到的參數(shù) 13在一個經(jīng)濟(jì)計量模型中，可作為解釋變量的有( )。A內(nèi)生變量B控制變量 C政策變量 D滯后變量 E外生變量14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線性特性15指出以下哪些現(xiàn)象是相關(guān)關(guān)系 。A家庭消費支出與收入 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?jǐn)?shù)16一元線性回歸模型的經(jīng)典假設(shè)包括 。A B C DE17以Y表示實際觀測值，表示OLS估計回歸值，e表示殘差，則回歸直線滿足 。A BC DE1

31、8表示OLS估計回歸值，u表示隨機(jī)誤差項，e表示殘差。如果Y與*為線性相關(guān)關(guān)系，則以下哪些是正確的 。A BC DE19表示OLS估計回歸值，u表示隨機(jī)誤差項。如果Y與*為線性相關(guān)關(guān)系，則以下哪些是正確的 。A BC DE20回歸分析中估計回歸參數(shù)的方法主要有 。A相關(guān)系數(shù)法 B方差分析法C最小二乘估計法 D極大似然法E矩估計法21用OLS法估計模型的參數(shù)，要使參數(shù)估計量為最正確線性無偏估計量，則要求 。A B C D服從正態(tài)分布 E*為非隨機(jī)變量，與隨機(jī)誤差項不相關(guān)。22假設(shè)線性回歸模型滿足全部根本假設(shè)，則其參數(shù)的估計量具備 。A可靠性 B合理性C線性 D無偏性E有效性23普通最小二乘估計的

32、直線具有以下特性 。A通過樣本均值點 BC DE24由回歸直線估計出來的值 。A是一組估計值 B是一組平均值C是一個幾何級數(shù) D可能等于實際值YE與實際值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)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26對于樣本回歸直線，回歸變差可以表示為 。A BC DE27對于樣本回歸直線，為估計標(biāo)準(zhǔn)差，以下決定系數(shù)的算式中，正確的有 。A BC DE28以下相關(guān)系數(shù)的算式中，正確的有 。A BC DE29判定系數(shù)R2可表示為 。A BC DE30線性回歸模型的變通最小二乘估計的殘差滿足 。A BC DE31調(diào)整后的判定系數(shù)

33、的正確表達(dá)式有 。A BC DE32對總體線性回歸模型進(jìn)展顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為 。A BC DE33.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34.在模型中 A. 與是非線性的 B. 與是非線性的C. 與是線性的 D. 與是線性的E. 與是線性的35.對模型進(jìn)展總體顯著性檢驗，如果檢驗結(jié)果總體線性關(guān)系顯著，則有 。A. B. C.D. E.36. 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

34、做出解釋的局部D.被解釋變量的總變差與回歸平方和之差E.被解釋變量的實際值與回歸值的離差平方和37.回歸變差或回歸平方和是指 。A. 被解釋變量的實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)為回歸模型中的參數(shù)個數(shù)包括截距項，則總體線性回歸模型進(jìn)展顯著性檢驗時所用的F統(tǒng)計量可表示為 。A.B.C. D.E.39.在多元線性回歸分析中，修正的可決系數(shù)與可決系數(shù)之間 。A.2.1098，故拒絕原假設(shè)H0：，即認(rèn)為參數(shù)是顯著的。3分2由于，故。3分

35、3回歸模型R2=0.81，說明擬合優(yōu)度較高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力為81%，即收入對消費的解釋能力為81，回歸直線擬合觀測點較為理想。4分4、答：判定系數(shù)：=0.86883分相關(guān)系數(shù)：2分5、答：12分散點圖如下：根據(jù)圖形可知，物價上漲率與失業(yè)率之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，擬合倒數(shù)模型較適宜。2分2模型一：0.8554 3分模型二：0.8052 3分7、答：2分2分故回歸直線為：1分8、答：1由于，得3分2分總本錢函數(shù)為：1分2截距項表示當(dāng)產(chǎn)量*為0時工廠的平均總本錢為26.28，也就量工廠的平均固定本錢；2分斜率項表示產(chǎn)量每增加1個單位，引起總本錢平均增加4.26個單位。2分9、答：1

36、回歸模型的R20.9042，說明在消費Y的總變差中，由回歸直線解釋的局部占到90以上，回歸直線的代表性及解釋能力較好。2分2對于斜率項，即說明斜率項顯著不為0，家庭收入對消費有顯著影響。2分對于截距項，即說明截距項也顯著不為0，通過了顯著性檢驗。2分3Yf=2.17+0.20234511.27352分2分95%置信區(qū)間為11.2735-4.823，11.2735+4.823，即6.4505，16.0965。2分10、答：1由于，。4分22分34分11、答：111.382分2分斜率系數(shù)：1分2R2=r2=0.92=0.81，剩余變差：1分總變差：TSSRSS/(1-R2)=2000/(1-0.8

37、1)=10526.322分32分12、答：13分2分故回歸直線為，22分銷售額的價格彈性0.0723分13、1回歸方程為：，由于斜率項p值0.0000，說明截距項與0值沒有顯著差異，即截距項沒有通過顯著性檢驗。2分2截距項0.353表示當(dāng)國民收入為0時的貨幣供給量水平，此處沒有實際意義。斜率項1.968說明國民收入每增加1元，將導(dǎo)致貨幣供給量增加1.968元。3分3當(dāng)*15時，即應(yīng)將貨幣供給量定在29.873的水平。3分14、答：1這是一個時間序列回歸。圖略2分2截距2.6911表示咖啡零售價在每磅0美元時，美國平均咖啡消費量為每天每人2.6911杯，這個沒有明顯的經(jīng)濟(jì)意義；2分斜率0.479

38、5表示咖啡零售價格與消費量負(fù)相關(guān)，說明咖啡價格每上升1美元，平均每天每人消費量減少0.4795杯。2分3不能。原因在于要了解全美國所有人的咖啡消費情況幾乎是不可能的。2分4不能。在同一條需求曲線上不同點的價格彈性不同，假設(shè)要求價格彈性，須給出具體的*值及與之對應(yīng)的Y值。2分15、答：由條件可知，3分3分2分2分16. 解答：1這是一個對數(shù)化以后表現(xiàn)為線性關(guān)系的模型，lnL的系數(shù)為1.451意味著資本投入K保持不變時勞動產(chǎn)出彈性為1.451 ；3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0.3842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t

39、檢驗5分，要求能夠把t值計算出來。17. 解答：該消費模型的判定系數(shù)，統(tǒng)計量的值，均很高，說明模型的整體擬合程度很高。2分計算各回歸系數(shù)估計量的t統(tǒng)計量值得：，。除外，其余T值均很小。工資收入的系數(shù)t檢驗值雖然顯著，但該系數(shù)的估計值卻過大，該值為工資收入對消費的邊際效應(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分另外，盡管從理論上講，非工資非農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)業(yè)收入也是消費行為的重要解釋變量，但二者各自的t檢驗卻顯示出它們的效應(yīng)與0無明顯差異。這些跡象均說明模型中存在嚴(yán)重的多重共線性，不同收入局部之間的相互關(guān)系掩蓋了各個局部對解釋消費行

40、為的單獨影響。3分18. 解答: (1)3分(2)；負(fù)值也是有可能的。4分(3) 3分19. 解答：當(dāng)時，模型變?yōu)?，可作為一元回歸模型來對待5分當(dāng)時，模型變?yōu)?同樣可作為一元回歸模型來對待5分20 解答:1第2個方程更合理一些，因為*天慢跑者的人數(shù)同該天日照的小時數(shù)應(yīng)該是正相關(guān)的。4分2出現(xiàn)不同符號的原因很可能是由于與高度相關(guān)而導(dǎo)致出現(xiàn)多重共線性的緣故。從生活經(jīng)歷來看也是如此，日照時間長，必然當(dāng)天的最高氣溫也就高。而日照時間長度和第二天需交學(xué)期論文的班級數(shù)是沒有相關(guān)性的。6分21 解答：1是盒飯價格，是氣溫，是學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量，是附近餐廳的盒飯價格。4分2在四個解釋變量中，附近餐廳的盒飯價格

41、同校園內(nèi)食堂每天賣出的盒飯數(shù)量應(yīng)該是負(fù)相關(guān)關(guān)系，其符號應(yīng)該為負(fù)，應(yīng)為；學(xué)校當(dāng)日的學(xué)生數(shù)量每變化一個單位，盒飯相應(yīng)的變化數(shù)量不會是28.4或者12.7，應(yīng)該是小于1的，應(yīng)為；至于其余兩個變量，從一般經(jīng)歷來看，被解釋變量對價格的反響會比對氣溫的反響更靈敏一些，所以是盒飯價格，是氣溫。6分22. 解：一原模型：1等號兩邊同除以，新模型：22分令則：2變?yōu)?分此時新模型不存在異方差性。2分二對進(jìn)展普通最小二乘估計其中4分進(jìn)一步帶入計算也可23.解：12分23分32分4，承受原假設(shè)，認(rèn)為隨機(jī)誤差項為同方差性。3分24.解：原模型：根據(jù)為消除異方差性，模型等號兩邊同除以模型變?yōu)椋?分令則得到新模型：2分此

42、時新模型不存在異方差性。2分利用普通最小二乘法，估計參數(shù)得：4分25.解：原模型：，模型存在異方差性為消除異方差性，模型兩邊同除以，得：2分令得：2分此時新模型不存在異方差性1分由數(shù)據(jù)，得2分25104100.50.20.10.250.14745921.40.41.250.9根據(jù)以上數(shù)據(jù)，對進(jìn)展普通最小二乘估計得：解得3分26.答案：(1) 題中所估計的回歸方程的經(jīng)濟(jì)含義：該回歸方程是一個對數(shù)線性模型，可復(fù)原為指數(shù)的形式為：，是一個C-D函數(shù)，1.451為勞動產(chǎn)出彈性，0.3841為資本產(chǎn)出彈性。因為1.451+0.38411，所以該生產(chǎn)函數(shù)存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)。6分(2) 該回歸方程的估計中存在什么

43、問題應(yīng)如何改良 因為DW=0.858, dL=1.38,即0.8581.38,故存在一階正自相關(guān)?？衫肎LS方法消除自相關(guān)的影響。4分271何謂計量經(jīng)濟(jì)模型的自相關(guān)性？答：如果對于不同的樣本點，隨機(jī)誤差項之間不再是完全互相獨立，而是存在*種相關(guān)性，則出現(xiàn)序列相關(guān)性。如存在：稱為一階序列相關(guān)，或自相關(guān)。3分2試檢驗該模型是否存在一階自相關(guān)，為什么？答：存在。2分3自相關(guān)會給建立的計量經(jīng)濟(jì)模型產(chǎn)生哪些影響？答：1參數(shù)估計兩非有效;2 變量的顯著性檢驗失去意義。3模型的預(yù)測失效。3分4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。臨界值，答：1構(gòu)造D.W統(tǒng)計量并查表；2與臨界值相比擬，以

44、判斷模型的自相關(guān)狀態(tài)。2分28答：1由于地方政府往往是根據(jù)過去的經(jīng)歷、當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)狀況以及期望的經(jīng)濟(jì)開展前景來定制地區(qū)最低限度工資水平的，而這些因素沒有反映在上述模型中，而是被歸結(jié)到了模型的隨機(jī)擾動項中，因此 gMIN1 與不僅異期相關(guān)，而且往往是同期相關(guān)的，這將引起OLS估計量的偏誤，甚至當(dāng)樣本容量增大時也不具有一致性。5分2全國最低限度的制定主要根據(jù)全國國整體的情況而定，因此gMIN根本與上述模型的隨機(jī)擾動項無關(guān)。2分3由于地方政府在制定本地區(qū)最低工資水平時往往考慮全國的最低工資水平的要求，因此gMIN1與gMIN具有較強(qiáng)的相關(guān)性。結(jié)合2知gMIN可以作為gMIN1的工具變量使用。3分29解

45、答：1這是一個確定的關(guān)系，各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和等于國內(nèi)生產(chǎn)總值。作為計量模型不合理。3分2345都是合理的計量經(jīng)濟(jì)模型。4分6不合理。發(fā)電量和鋼鐵產(chǎn)量影響對煤炭的需求，但不會影響煤炭的產(chǎn)量。作為解釋變量沒有意義。3分30解答：1模型中的系數(shù)符號為負(fù)，不符合常理。居民收入越多意味著消費越多，二者應(yīng)該是正相關(guān)關(guān)系。3分2的系數(shù)是1.2，這就意味著每增加一元錢，居民消費支出平均增加1.2元，處于一種入不敷出的狀態(tài)，這是不可能的，至少對一個表示一般關(guān)系的宏觀計量經(jīng)濟(jì)模型來說是不可能的。4分(3) 的系數(shù)符號為負(fù)，不合理。職工人數(shù)越多工業(yè)總產(chǎn)值越少是不合理的。這很可能是由于工業(yè)生產(chǎn)資金和職工人數(shù)兩者相關(guān)造

46、成多重共線性產(chǎn)生的。3分31解答：1臨界值t =1.7291小于18.7，認(rèn)為回歸系數(shù)顯著地不為0.4分2參數(shù)估計量的標(biāo)準(zhǔn)誤差：0.81/18.7=0.04333分3不包括。因為這是一個消費函數(shù)，自發(fā)消費為15單位，預(yù)測區(qū)間包括0是不合理的。3分32解答：1對于如果隨機(jī)誤差項的各期值之間存在著相關(guān)關(guān)系，即稱隨機(jī)誤差項之間存在自相關(guān)性。3分2該模型存在一階正的自相關(guān)，因為00.34743分3自相關(guān)性的后果有以下幾個方面：= 1 * GB3模型參數(shù)估計值不具有最優(yōu)性；= 2 * GB3隨機(jī)誤差項的方差一般會低估；= 3 * GB3模型的統(tǒng)計檢驗失效；= 4 * GB3區(qū)間估計和預(yù)測區(qū)間的精度降低。

47、4分33解答：1查表得臨界值，。正位于1.05和1.66之間，恰是D-W檢驗的無判定區(qū)域，所以一階自相關(guān)的DW檢驗是無定論的。3分2對于模型，設(shè)自相關(guān)的形式為假設(shè)，1分LM檢驗檢驗過程如下：首先，利用OLS法估計模型，得到殘差序列；(2分其次，將關(guān)于殘差的滯后值進(jìn)展回歸，并計算出輔助回歸模型的判定系數(shù)；(2分最后，對于顯著水平，假設(shè)大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，即存在自相關(guān)性。2分34解答：1總離差(TSS)的自由度為n-1，因此樣本容量為15；2分2RSS=TSS-ESS=66042-65965=77；2分3ESS的自由度為2，RSS的自由度為12；2分4=ESS/TSS=65965/66042

48、=0.9988，4分35.解答：10.722是指，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每變動一個單位，人均消費性支出資料平均變動0.722個單位，也即指邊際消費傾向；137.422指即使沒有收入也會發(fā)生的消費支出，也就是自發(fā)性消費支出。3分(2) 在線性回歸模型中，如果隨機(jī)誤差項的方差不是常數(shù)，即對不同的解釋變量觀測值彼此不同，則稱隨機(jī)項具有異方差性。3分(3) 存在異方差性，因為輔助回歸方程，整體顯著；并且回歸系數(shù)顯著性地不為0。戈里瑟檢驗就是這樣的檢驗過程。4分36答：不能。3分因為*1和*2存在完全的多重共線性，即*22 *1-1，或*10.5*2+1。7分37答：1Lnk的T檢驗：10.1952.1009，因此lnk的系數(shù)顯著。Lnl的 T檢驗：6.5182.1009，因此lnl的系數(shù)顯著。 4分2t的T檢驗：1.3332.10