中級計量經(jīng)濟學(xué)-模擬題考試題第6套

第六套一、 2、簡單相關(guān)系數(shù)矩陣方法主要用于檢驗D）A．B.C．D. C.二階段最小二乘 D.普通最小二乘4、在利用月度數(shù)據(jù)構(gòu)建計量經(jīng)濟模型時，如果一年里的12個月全部表現(xiàn) A. D.5、White（BA．自相關(guān) B.異方差 D.多重共性 C) B.有偏的，非有效的C．無偏的，非有效 D.有偏的，有效出現(xiàn)，則第i個方程是( AA.內(nèi)生變 B.外生變 C.虛擬變 D.前定變 10、二元回歸模型中，經(jīng)計算有相關(guān)系數(shù)RX2X30.9985，則表明（ A.X2X3B.X2X3C.X2X3的擬合優(yōu)度等于D.X2X311、在DW檢驗中，存在正自相關(guān)的區(qū)域是 A.4-dl﹤d B.0﹤d﹤C.du﹤d﹤4- D.dl﹤d﹤du,4-du﹤d﹤4-12、模型不具有如下特點 A.B．以一個滯后被解釋變量Yt1Xt1,Xt2,，C．滯后一期的被解釋變量Yt1XtXt1Xt2 ,u*)

Cov(u*,

)D．

t

t

OLS

y

1

x13在具體運用最小二乘法時,如果變換的結(jié)果是xVar(u)是下列形式中的哪一種 x

1 2

x,2 B.2x

2 A. B. C. D.15、在異方差的情況下，參數(shù)估計值仍是無偏的，其原因是 A.零均值假定成 B.序列無自相關(guān)假定成 16、已知DW統(tǒng)計量的值接近于2，則樣本回歸模型殘差的一階自相關(guān)系近似等于 A. C. D.17、對儲蓄與收入關(guān)系的計量經(jīng)濟模型分成兩個時期分別建模，重建1946—1954;1955—1963，模型如下：

Yt12XtYt34Xt關(guān)于上述模型，下列說法不正確的是 DA.13;24時則稱為重合回 B.13;24時稱為平行回13;24時稱為相異回 D.13;24兩個模型沒有差18、對樣本的相關(guān)系數(shù)，以下結(jié)論錯誤的是 |

|0，X與Y||1，X與Y1

D、0X與Y119、、對于二元樣本回歸模型Yi1

X

eiC.eiX3i

eiX2iD.eiYi20i A.可識別 B.不可識別 C.過度識別 D.恰好識別二、1關(guān)于自適應(yīng)預(yù)期模型和局部調(diào)整模型下列說法不正確的有 CEC.它們都是模型的特D.E.OLS2、能夠檢驗多重共線性的方法有（ A.簡單相關(guān)系數(shù)矩陣 B.t檢驗與F檢驗綜合判斷C.DW檢驗 D.ARCH檢驗 E.White檢3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（BR2R2均非模型中包含的解釋個數(shù)越多R2R2就相差越大1，RR2有可能大于RR20，R2

R24、檢驗序列自相關(guān)的方法是（CEF檢驗 B.White檢驗 C.圖形D.ARCH檢驗 E.DW檢驗 F.Goldfeld-Quandt檢驗5F（BEESS(nESS(nkRSS(kESS(kRSS(nkR2R2(nk)(1R2)(kRSS(nkR2R2(k(1R2)(nk)三、判斷題（判斷下列命題正誤，并說明理由2、當(dāng)異方差出現(xiàn)時，常用的tF檢驗失效；由于方差不在具有最小性。這時往往會夸大t檢驗，使得t檢驗失效；但是F檢驗仍然有效。產(chǎn)生多重共線性的主要原因是：經(jīng)濟本變量大多存在共同變化趨勢；模型中大量采用滯后變量；認識上的局限使得選擇變量不錯即使經(jīng)典線性回歸模型（CLRM）中的干擾項從正態(tài)分布的，OLS估計量仍然是無偏的。因為E(?2E(2Kii2，該表達式成立與否與正間接最小二乘法適用于恰好識別方程的估計，其估計量為無偏估計而兩階段最小二乘法不僅適用于恰好識別方程用于過度識別方程階段最小二乘法得到的估計量為有偏、一致估計四、1、為了研究市地方預(yù)算內(nèi)財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系，得到以下年地方預(yù)算內(nèi)財政收入（億元（億元資料來源:《統(tǒng)計年鑒2002，中計利用EViews估計其參數(shù)結(jié)果為建立地方預(yù)算內(nèi)財政收入對GDP的回歸模型（3）(4)200536002005年財政收入的預(yù)測值和預(yù)測區(qū)間(0.05)。解：地方預(yù)算內(nèi)財政收入（Y）和GDP的關(guān)系近似直線關(guān)系，可建立線性歸模型

Yt12GDPt即t?3.611151即t t=(- R2=0.99181說明GDP解釋了地方財政的99%模型擬合程度較好。模型說明當(dāng)GDP每增長1億元平均說來地方財政收入將增長0.134582元2005GDP3600億元時，地方財政收入的點預(yù)測值為區(qū)間預(yù)測

（億元 x2

f(X X f取0.05Yf平均值置信度95%的預(yù)測區(qū)間為 ^1n(XXfx2iYf1 1

Yf個別值置信度95%的預(yù)測區(qū)間 ^ (XXnfx2iYf = 282、運用1988研究與開發(fā)（R&D）支出費用（Y）與不同部門產(chǎn)品銷售量（X）的數(shù)據(jù)建立了一個回歸模型，并運用Glejser方法和White方法檢驗異 R20.4783,s.e.2759.15,FWhiteHeteroskedasticityF-TestDependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:08/08/05 Time:15:38Sample:118Includedobservations:Std.t-C .-X--Meandependent.AdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbin-Watson6.4435R2（1）WhiteGlejser（1給定0.05和自由度為2查卡方分布表得臨25.99150White統(tǒng)計量nR25.2125，有nR20

(2)，則不原假設(shè)，說明模型不存在異方差X因為對如下函數(shù)形X得樣本估計

e XXR2由此，可以看出模型中隨機誤差可能存在異方差對異方差的修正?？扇?quán)數(shù)為w1/X3、Sen和Srivastava（1971）在研究貧富國之間期望的差異時，利101Yi2.409.39lnXi3.36(Di(lnXi 其中：X是以計的人均收入Y是以年計的期望，人均收入超過1097，則被認定為富國；若人均收入低于1097，被認定（括號內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)估計值的t-值回歸 引入DilnXi7的原因是什么？如何解釋這個回歸解釋（1）由lnX1X2.7183，也就是說，人均收入每增加1.7183，平均意義上各國的期望會增加9.39歲。若當(dāng)為富國時，Di1，則平均意義上，富國的人均收入每增加1.7183倍，其期望就會減少3.36歲，但其截距項的水平會增加23.52，達到21.12的水平。但從統(tǒng)計檢驗結(jié)果看，對數(shù)人均收入lnX對期望Y的影響并不顯著。方程的擬合情況良好，可進一步進行多Di1Dil