修改后的2010計(jì)量試題第一套

西南財(cái)經(jīng)大學(xué)期末考試試題（第一套2010— 學(xué)年第1學(xué)課程名稱：中級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)B 考試方式：閉 共三大題，滿分100 時(shí)間120分一、單項(xiàng)選擇題（每小題1分，共25分1、大學(xué)教授薪金回歸方程：Yi12D2i3D3iXii，其中Yi授年薪、Xi為教齡，D2i

1，D3i

教授均薪金為 2YX*u 并利用樣本數(shù)據(jù)（n=39）t?56.67t

0.18X

0.37Ytse R2

F

DW則檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)性的h統(tǒng)計(jì)量值為 A、 B、 C、 D、3t?47.94t

t

R2

df

DW則該模型的F統(tǒng)計(jì)量值為 A、 B、 C、 D、4該設(shè)定為 A、lnY=1+2lnX B、Y01lnXC、lnY01X D、Yi=12Xi5在自適應(yīng)預(yù)期模型和模型中假定原始模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ut滿足古典線性回歸模型的所有假設(shè)，則對(duì)于這兩個(gè)模型中的滯后隨機(jī)解釋變量Yt1和誤差tu*，下列說(shuō)法正確的有 tA、Cov(Y,u*) Cov(u*,

) B、Cov(Y,u*) Cov(u*,

) C、Cov(Y,u*) Cov(u*,

) D、Cov(Y,u*) Cov(u*,

) 6Yt0Xt1Xt12Xt2滿足變換的假定，則長(zhǎng)期影響乘數(shù)為 1 00A、 B、k00

C1

D、 1較適合（Y代表消費(fèi)支出；X代表可支配收入；D2、D3表示虛擬變量） A、

Xi

B、Yi11Xi2(D2iXiC、Yi12D2i3D3iXi D、Yi12D2iXi8、用模型描述現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的原則是 9 nA、使YY?達(dá)到最小 B、使minYn

t?

n ?nC、使maxYt

達(dá)到最小 D、

Ytt

10、一元線性回歸分析中的ESS的自由度是 A、 B、C、n- D、n-11、在一元線性回歸模型中，樣本回歸方程可表示為 A、

01Xt

B、

E(Yt/X)tC、t

DEYt/Xt01Xt112、假設(shè)OLS法得到的樣本回歸直線為Yi?1?2Xiei，以下說(shuō)法不正確的 1A、ei

B、(X,Y)

D、COV(Xiei13、在模型Yt12X2t3X3ttF263489.23，F(xiàn)的p值0.000000，則表明 AX2t對(duì)YtBX3t對(duì)YtCX2tX3t對(duì)Yt的聯(lián)合影響是顯著的.DX2tX3t對(duì)Yt的影響是均不顯著14、對(duì)樣本的相關(guān)系數(shù)，以下結(jié)論錯(cuò)誤的是 A、|

|0，X與YB、||1，X與YC1D、0X與Y15、廣義差分法是對(duì) )用最小二乘法估計(jì)其參數(shù) yt12xt yt12xt

yt112xt1ut ytyt11(1)2(xtxt1)utut16、DW檢驗(yàn)中要求有假定條件，在下列條件中不正確的是 A的B17、在DW檢驗(yàn)中，當(dāng)d統(tǒng)計(jì)量為4時(shí)，表明 A、存在完全的正自相 B、存在完全的負(fù)C、不存在自相 D、不能定18、對(duì)自回歸模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)時(shí)，下列說(shuō)法正確的有 ADWB、使用DW檢驗(yàn)時(shí)，DW值往往趨0C、使用DW檢驗(yàn)時(shí)，DW值往往趨2DDW，DW19、廣義差分法是（）A、最小二乘 B、廣義最小二乘 A、最小二乘 B、對(duì)原模型變換 21、回歸模型中具有異方差性時(shí)，仍用OLS估計(jì)模型，則以下說(shuō)法正確的是 e222、已知三元線性回歸模型估計(jì)的殘差平方和

，樣本容量為n44則隨機(jī)誤差項(xiàng)ut的方差估計(jì)量?2為 )A、 B、 C、 D、23、在序列自相關(guān)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(u2

)0(i iC、E(xiui) D、E(ui)24、Goldfeld-Quandt方法用于檢驗(yàn) 25多元線性回歸分析中調(diào)整后的可決系數(shù)R2與可決系數(shù)R2之間的關(guān) A、R211R2)nnCR2

BR2RD、R211R2nn二、計(jì)算分析題（35分到什么結(jié)論？（10分）表 ADFTestStatistic-Critical-Critical-10%Critical -表 對(duì)LM1（貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù)）檢ADFTestStatistic- Critical - Critical -10%Critical -ADFTest

- Critical - Critical -Critical-表4對(duì)LM1一階差分DLM1ADFTestStatistic-Critical- Critical -10%Critical -2、1988——2008se=（340.0103（0.0622）R20.9748,S.E.（1）1988——19952001——2008，分別建立兩個(gè)模型。1：y?145.44150.3971xt=（-8.7302（25.4269）1R20.9908,e212：y?4602.3652t=（-5.0660（18.4094）2R2

e2計(jì)算FF

e2

0.05e12FF005(6,6)4.28。請(qǐng)你繼續(xù)完成上述工作，并回答所做的是e12利用yx e2242407.2 R20.5659計(jì)算(np)R218*0.5659給定顯著性水平0.05，查2分布表，得臨界值 (3)7.81，其中p=3，自0試比較（1）和（2）（10LR、WALD、LM根據(jù)貨運(yùn)總量Y與工業(yè)總產(chǎn)值X1、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值X2以及居民非商品性支出DependentVariable:Method:LeastDate:11/15/10 Time:16:08Sample:19901999Includedobservations:Std.t-C--Meandependent AdjustedR-S.D.dependent S.E.ofAkaikeinfo SumsquaredSchwarz Log- Durbin-Watson 表WaldEquation:Test F-(1, NullHypothesisNormalizedRestriction(=Std.Restrictionsarelinearin表RedundantVariables:F- Loglikelihood TestEquation:DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate: Time:Sample:1990Includedobservations:Std.t-C--MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbin-Wa