計量經(jīng)濟學試卷匯總

一二三四五總分統(tǒng)分人復核人)每題1分，多選題21、在多元線性回歸中，判定系數(shù)R2隨著解釋變量數(shù)目的增加而B感謝閱讀A.BD．變化不定2、在多元線性回歸模型中，若某個解釋變量對其余解釋變量的判定系數(shù)接近1，則表明模型中存在C精品文檔放心下載A．異方差性B．序列相關C．多重共線性D．擬合優(yōu)度低3、經(jīng)濟計量模型是指DA.B.數(shù)學規(guī)劃模C.模糊數(shù)學模型D.包含隨機方程的經(jīng)濟數(shù)學模型4、當質的因素引進經(jīng)濟計量模型時，需要使用DA.B.前定變量C.內生變量5、將內生變量的前期值作解釋變量，這樣的變量稱為DA.B.控制變量C.政策變量D.滯后變量6、根據(jù)樣本資料已估計得出人均消費支出Y對人均收入X的回歸模型謝謝閱讀Ln1%，人均消費支出將預期增加B感謝閱讀A．0.75%5%．7.5%7、對樣本相關系數(shù)，以下結論中錯誤的是D．越接近于，Y與X之間線性相關程度越高精品文檔放心下載．越接近于，Y與X之間線性相關程度越弱感謝閱讀1則X與Y獨立DW>4-d，則認為隨機誤差項iA．不存在一階負自相關B．無一階序列相關C．存在一階正自相關．存在一階負自相關9、如果回歸模型包含二個質的因素，且每個因素有兩種特征，則回歸模型中需要引入精品文檔放心下載A．兩個虛擬變量C．三個虛擬變量D．四個虛擬變量10、線性回歸模型中，檢驗H0:ii=1t?ivar(?i)服從A.t(n-k+1)B.t(n-k-2).t(n-k-1)D.t(n-k+2)11、對于經(jīng)典的線性回歸模型，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．有效性謝謝閱讀C．一致性D．確定性E．線性特性12、經(jīng)濟計量模型主要應用于AB．經(jīng)濟結構分析C．評價經(jīng)濟政策D．政策模擬13、常用的檢驗異方差性的方法有AC．懷特檢驗E．方差膨脹因子檢測14、對分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計參數(shù)時，會遇到的困難有精品文檔放心下載A．不能有效提高模型的擬合優(yōu)度B．難以客觀確定滯后期的長度精品文檔放心下載C．滯后期長而樣本小時缺乏足夠自由度D．滯后的解釋變量存在序列相關問題E．解釋變量間存在多重共線性問題215、常用的檢驗自相關性的方法有AB．偏相關系數(shù)檢驗C．布羅斯－戈弗雷檢驗E感謝閱讀1分，共分，精品文檔放心下載1、在存異方差情況下采用的普通最小二乘回歸估計是有偏估計感謝閱讀2DW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系數(shù)?0精品文檔放心下載3、方差膨脹因子檢測法可以檢測模型的多重共線性4、設有樣本回歸直線YX,、(,????01Ybb、回歸模型Y?（nibb02)X2ii中，檢驗H:bbX0服從于1012011b1)26、用一階差分變換消除自相關性是假定自相關系數(shù)為1。謝謝閱讀7、解釋變量x為非隨機變量，則解釋變量與隨機誤差項相關。精品文檔放心下載Eviews中，常利用SCAT命令繪制趨勢圖。精品文檔放心下載9、懷特檢驗是檢驗模型是否存在自相關性的方法之一。10、多重共線性的存在會降低OLS估計的方差。220分）、古典回歸模型假定中的隨機擾動項的方差等于常數(shù)的假定被破壞，則稱模型出現(xiàn)了異方差性。感謝閱讀容許度3、采用DW值的范圍是dL時，認為存在正自相關。4、判定系數(shù)R2可以判定回歸直線擬合的優(yōu)劣，又稱為模型的可解釋程度。Eviews。感謝閱讀、在古典回歸模型假定中，要求隨機誤差項之間互不相關。謝謝閱讀7、若一元線性回歸模型Yib0b1Xii存在一階、二階自相關性，使用廣義差分變換，變換后的3被解釋變量YYρ12t-2。8、對于有限分布滯后模型，解釋變量的滯后長度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)的容量就會減少一個精品文檔放心下載。、設某城市的微波爐需求函數(shù)為lnY1200.5lnX0.2lnP收YX為消費者精品文檔放心下載入，P為價格。在P上漲10%的情況下，收入必須4%，才能保持原有的需求水平。、若有若干年的某經(jīng)濟變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有1510月、月表現(xiàn)出季節(jié)變動，則應引感謝閱讀入的虛擬變量個數(shù)為4。1、根據(jù)8個企業(yè)的廣告支出X和銷售收入Y的資源，求得：,,精品文檔放心下載,,試用普通最小二乘法確定銷售收入Y對廣告支出X6謝謝閱讀、根據(jù)某地共年的總產(chǎn)出Y、勞動投入L和資本投入K的年度數(shù)據(jù)，運用普通最小二乘法估計得出了謝謝閱讀6分））(17.470)(8.000)精品文檔放心下載R2=0.9946,。式下括號中的數(shù)字為相應估計量的t檢驗值。在的顯著性水平之下，查tt謝謝閱讀檢驗臨界值表，得dd感謝閱讀(1)題中所估計的回歸方程的經(jīng)濟含義；??4、iabxii。樣本點共28個，本題假設去掉樣本點8xi數(shù)值小的一組回歸殘差平方感謝閱讀和為＝xi數(shù)值大的一組回歸殘差平方和為RSS2＝63769.67。查表F0.010,10)=3.44。問：感謝閱讀（6分）(1)這是何種方法，作用是什么？(2)簡述該方法的基本思想；(3)寫出計算過程，并給出結論。4、為研究體重與身高的關系，我們隨機抽樣調查了5136謝謝閱讀w)；h6謝謝閱讀W--232.0655l十5.5662h（模型）感謝閱讀＝(--5.2066)(8.6246)W--122.9621十23.8238D十3.7402h(模型2)精品文檔放心下載＝(--2.5884)(4.0149)(5.1613)D：男生：女生請回答以下問題：??(3)D?、)感謝閱讀DependentVariable:Y============================================================感謝閱讀VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.============================================================感謝閱讀C8128.79124.951301.2304560.1029L0.5432720.0786531.2655890.0875S3.4923550.03426725.798120.0000============================================================感謝閱讀R-squared0.991256F-statistic787.83415AdjustedR-squared0.990938Prob(F-statistic)0.000000感謝閱讀Durbin-Watsonstat1.200916謝謝閱讀============================================================感謝閱讀謝謝閱讀（1）寫出生成該回歸方程窗口的Eviews命令；謝謝閱讀（2）寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型；（3）對模型進行統(tǒng)計檢驗，并說明檢驗的意義；dU（5）若存在自相關性，簡述消除方法，寫出Eviews命令。謝謝閱讀6．利用我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額Y與GDP指數(shù)X的歷年統(tǒng)計資料建立計量經(jīng)濟模型之后，再利用感謝閱讀EViews6分）謝謝閱讀(1)寫出產(chǎn)生該窗口的Eviews命令，該結果說明了什么問題？感謝閱讀(2)采用什么方法修正模型？寫出使用EViews軟件估計模型時的有關命令。精品文檔放心下載根據(jù)計量經(jīng)濟研究的步驟，論述如何建立和應用糧食需求回歸模型。精品文檔放心下載)XYiiXY6870iin?0．b2.41（1分）(X)2X216208iin286Yabx2.4?y?in1Xi（1分）?n估計回歸方程為：y27.465x2謝謝閱讀2LYKY2謝謝閱讀分）22GQ2分）謝謝閱讀2F與臨界值0.05，(10,10)說明感謝閱讀2分）(1)2中D2分）謝謝閱讀2分）謝謝閱讀2分）精品文檔放心下載YCLS（1分）Y8128.791L3.4S（2R1精品文檔放心下載F的概率近似為1謝謝閱讀TLS1分）感謝閱讀）由于0<DW<dL2分）（5）采用廣義差分法修正模型LSCXAR(1)2分）感謝閱讀2感謝閱讀2分）LSYCXAR(2)2分）7)選擇題每題1分，多選題2謝謝閱讀C-D生產(chǎn)函數(shù)YK、和A和是彈性A和A是彈性精品文檔放心下載2．同一統(tǒng)計指標按時間順序記錄的數(shù)據(jù)列稱為AB、時間序列數(shù)據(jù)、修勻數(shù)據(jù)3．回歸分析中，用來說明擬合優(yōu)度的統(tǒng)計量為A、相關系數(shù)B、回歸系數(shù)C、判定系數(shù)D、標準差bb?ybbxH:b04．回歸模型i01ii中，檢驗時，所用11b01S1統(tǒng)計量2n2tn1C、ntn1D225．如果回歸模型中的隨機誤差項存在異方差，則模型參數(shù)的普通最小二乘估計量精品文檔放心下載ABD、有偏且非有效精品文檔放心下載6．若回歸模型中的隨機誤差項存在異方差性，則估計模型參數(shù)應采用精品文檔放心下載A、普通最小二乘法BD、工具變量法?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系數(shù)感謝閱讀1B0．在線性回歸模型中，若解釋變量X和X的觀測值成比例，即有X122ik為非零常數(shù)，則表明模型中存在AB、方差非齊性C謝謝閱讀設個人消費函數(shù)ib0bxii中，消費支出Y不僅同收入X有關，而且與消費者年齡構成有關，1年齡構成可分為青年、中年和老年三個層次，假設邊際消費傾向不變，則考慮年齡因素的影響，該消費函精品文檔放心下載數(shù)引入虛擬變量的個數(shù)應為A、1個B、2個3個、4個10．在分布滯后模型tabb1a、bxxtbt1b012b1C、01axt2L、b0t中，短期影響乘數(shù)為A、經(jīng)濟預測B、經(jīng)濟結構分析8D、實證分析e感謝閱讀ibbxy01iib0ybbxibi??D、?、01i0bii、ib?10?bxie1ibx1i13．常用的檢驗異方差性的方法有：A、戈里瑟檢驗C、懷特檢驗精品文檔放心下載E、方差膨脹因子檢測14．對自回歸模型進行自相關檢驗時，直接用DW檢驗，則一般：謝謝閱讀A值趨近于0B值趨近于4值趨近于2精品文檔放心下載檢驗有效E檢驗無效15．對分布滯后模型直接采用普通最小二乘法估計參數(shù)時，會遇到的困難有：謝謝閱讀A、無法估計無限分布滯后模型參數(shù)B、難以客觀確定滯后期長度C、滯后期長而樣本小時缺乏足夠自由度D、滯后的解釋變量存在序列相關問題E、解釋變量間存在多重共線性問題分）1.使用OLS法估計古典回歸模型yib0bxii121b,N或2i1～N～b?。Nb,1xxi22?2.估計線性回歸模型時，可以將總平方和分解為回歸平方和與殘差平方和，其中回歸平方和表示被解釋變謝謝閱讀量變化中可以用回歸模型來解釋的部分。3.設某商品需求函數(shù)為lnY0.5lnX0.2PXY為需求為消費者收入，P為放心下載精品文檔該商品價格。若價格上漲10％，則需求將％此時收入應增加％保持原有精品文檔放心下載的需求水平。4.若所建模型的殘差分布呈現(xiàn)出周期性波動、或誤差有逐漸擴大的趨勢，則表明模型可能存在精品文檔放心下載或異方差性。5.戈德菲爾德－匡特檢驗適用于檢驗樣本容量較大、異方差性呈遞增或遞減化的情況。96.若使用偏相關系數(shù)檢驗方法檢驗模型的自相關性，則在EVIEWS軟件中，其命令為RESID精品文檔放心下載。7.在模型中引入多個虛擬變量時，虛擬變量的個數(shù)應按下列原則確定：如果有M個互斥的屬性類型，則在精品文檔放心下載模型中引入1個虛擬變量。8.估計模型tabxxtbt1b0則利12xt2b3xt3tbi可用一個二次多項式逼近，用阿爾蒙法估計模型的EVIEWS軟件命令為。1分，共分，感謝閱讀1．計量經(jīng)濟學通過建立模型定量分析經(jīng)濟變量之間的確定性關系。感謝閱讀2.總體回歸直線是解釋變量取各給定值時被解釋變量條件均值的軌跡。感謝閱讀3.使用普通最小二乘法估計模型時，所選擇的回歸模型使得所有觀察值的殘差和達到最小。精品文檔放心下載4．若建立計量經(jīng)濟模型的目的是用于預測，則要求模型的遠期擬合誤差較小。感謝閱讀yy當22越小，表明模型的擬合優(yōu)度越好。iiyy6.在模型中增加解釋變量會使得判定系數(shù)增大，但調整的判定系數(shù)不一定增大。精品文檔放心下載7.使用高斯－牛頓迭代法估計非線性回歸模型時，只有誤差精度的設定不同會影響迭代估計的結果。謝謝閱讀估計都不再是有效估計。謝謝閱讀9.隨著多重共線性程度的增強，方差膨脹因子以及系數(shù)估計誤差都在增大。感謝閱讀10.EVIEWS中，利用葛蘭杰方法檢驗變量X是否為Y變化的原因時，若F下的謝謝閱讀F，則XY變化的原因。1.假設已經(jīng)得到關系式Yb0b16XX變量的單位擴大10倍，這樣對原回歸的斜率和截距項會有什么樣的影響？如果把Y變謝謝閱讀量的單位擴大10倍，又會怎樣？10）假定給X的每個觀測值都增加2，對原回歸的斜率和截距會有什么樣的影響？如果給Y的每個觀測值感謝閱讀都增加2，又會怎樣？2.現(xiàn)有根據(jù)中國1980-2000年投資總額X與工業(yè)總產(chǎn)值Y的統(tǒng)計資料，用EVIEWS軟件估計的結果如圖1，感謝閱讀圖11估計結果的EVIEWS命令；謝謝閱讀）根據(jù)圖1估計結果寫出相應的計量經(jīng)濟學模型；精品文檔放心下載（3）對模型進行經(jīng)濟檢驗、統(tǒng)計檢驗，并解釋各種統(tǒng)計檢驗的意義；精品文檔放心下載（4）模型中，解釋變量前的系數(shù)有什么含義？在經(jīng)濟學中它表示什么？謝謝閱讀，dL1.22,dU1.42，檢驗模型的自相關性；（6）若本模型存在自相關性，應該用什么方法解決？寫出本題中解決模型自相關性的EVIEWS命令；謝謝閱讀法檢驗模型的自相關性有什么局限性？若存在高階自相關，可以用什么方法檢驗？感謝閱讀B謝謝閱讀6：t0.17Xt(-2.9)(4.1)t112，：S61.7Xt55.7Dtt(-2.8)(8.1)(3.9)(-9.2)tR0.9672t為人均儲蓄，Xt為人均收入，且以1955年的物價水平為t和Xt中扣除了物價上漲因tDt。1

10979t79試回答以下問題：（1）你將選擇哪一個模型？為什么？D與DXt的影響是顯著的，則代表了什么含義；感謝閱讀（2）寫出該儲蓄模型的等價形式，分析其經(jīng)濟含義；4.現(xiàn)有某地區(qū)制造行業(yè)歷年庫存Y與銷售額X的統(tǒng)計資料，使用分布滯后模型建立庫存函數(shù)，若在EVIEWS謝謝閱讀軟件中使用阿爾蒙法估計模型，設有圖2和圖3精品文檔放心下載圖212圖32的EVIEWS命令，并說明此命令的作用；謝謝閱讀）根據(jù)圖2寫出庫存函數(shù)的設定形式；（3）若假定該模型為解釋變量滯后3期的分布滯后模型，系數(shù)b感謝閱讀i可以用二次多項式逼近，寫出能得到圖3的EVIEWS命令；）根據(jù)圖3分別寫出阿爾蒙變化之后的模型以及原分布滯后模型；精品文檔放心下載（5）根據(jù)估計出的分布滯后模型分別求短期乘數(shù)、延期乘數(shù)、長期乘數(shù)，并解釋各種乘數(shù)的含義。感謝閱讀)*X*X則X=bb*YbbXb1X010Xb*10于是可見，解釋變量的單位擴大101精品文檔放心下載13分）同樣地，記Y為原變量Y單位擴大10倍的變量，則Y=*YbbX*01Y*于是即Yb*0b1X可見，被解釋變量的單位擴大10倍時，截距項與斜率項都會比原回歸系數(shù)擴大101精品文檔放心下載X*YbbXb010b1bX2bbX**011記Y*Y2b*即Y*b00bX12b1X可見，無論解釋變量還是被解釋變量以加法的形式變化，都會造成原回歸模型的截距項變化，而斜感謝閱讀4LNYCLNX2分）2謝謝閱讀(3)經(jīng)濟檢驗：解釋變量前的系數(shù)值在0到11分）精品文檔放心下載統(tǒng)計檢驗：①模型的擬合優(yōu)度檢驗：判定系數(shù)R值為1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)的近似謝謝閱讀2F統(tǒng)計量值為1604.95，大于給定顯著性水平下的臨界值，顯著性概率為精品文檔放心下載0，小于給定顯著性水平0.05，表明解釋變量與被解釋變量的線性關系在總體上是顯著的；③變量的顯著謝謝閱讀性檢驗：模型中，常數(shù)項和解釋變量的T檢驗值分別為7.6感謝閱讀顯著性概率小于3感謝閱讀1％時，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.8704％，在經(jīng)濟學中，這個系數(shù)表示投入產(chǎn)出彈性。謝謝閱讀2分），0<DW<dL，所以模型存在一階正自相關性。2分）LOG(Y)CLOG(X)AR(1)2分）謝謝閱讀14(7)局限性：①只能檢驗模型是否存在一階自相關；②有兩個無法判定的區(qū)域；若解釋變量中有被解感謝閱讀釋變量的滯后項，則不能用3高階自相關可以用偏相關系數(shù)法或BG1分）謝謝閱讀B模型，因為B的解釋變量都通過了顯著性檢驗，且擬合優(yōu)度較模型A高，值接近，精品文檔放心下載模型不存在一階自相關，而模型A擬合優(yōu)度較B低，且2精品文檔放心下載年前后有謝謝閱讀2分）S1979）t6.00.004X?tS??t0.256Xt1979）可以看出，儲蓄模型的截距和斜率在1979年之前，我國城鎮(zhèn)居民的邊際儲蓄謝謝閱讀傾向僅為0.004，即收入增加一元儲蓄平均增加4厘；而在1979一1985年期間，城鎮(zhèn)居民的邊際儲蓄傾向高感謝閱讀達2分）YX作用：輸入此命令后，系統(tǒng)將輸出y與x以及x期的各期相關系數(shù)，可以初步判斷精品文檔放心下載滯后期長度2分））ytab0xtbx1t1t1分）LSYCPDL(X,3,2)1分）感謝閱讀(4)阿爾蒙變換的模型：?t7140.75Z1tZ1分）?tt1t2x感謝閱讀t7140.75xt32分）1分）精品文檔放心下載延期乘數(shù)為謝謝閱讀1長期乘數(shù)為1)每題12分，共20分，答案填入下表）感謝閱讀15A.解釋變量和被解釋變量都是隨機變量B.解釋變量為非隨機變量，被解釋變量為隨機變量C.解釋變量和被解釋變量都為非隨機變量D.解釋變量為隨機變量，被解釋變量為非隨機變量2、下面哪一項不能用于回歸模型高階自相關的檢驗：A.D-WB.偏自相關檢驗C.B-GD.拉格朗日乘數(shù)檢驗感謝閱讀MYr為利率，流動性偏好函數(shù)精品文檔放心下載M=βY+βr+ε，又設a.b分別是β2的估計值，則根據(jù)經(jīng)濟理論，一般來說A.ab應為負值B.ab應為正值謝謝閱讀C.ab應為負值D.ab應為正值感謝閱讀年GNP萬，回歸標準差為謝謝閱讀2005年GNP的謝謝閱讀A.[18217,18583]B.[18034,18766]感謝閱讀C.[18126,18583]D.[18126,18675]感謝閱讀精品文檔放心下載A.Park檢驗B.Gleiser檢驗C.Park檢驗和Gleiser檢驗D.White謝謝閱讀A、異方差BD、滯后效應精品文檔放心下載AF檢驗Bt檢驗C檢驗A、多重共線性檢驗B、自相關性檢驗F檢驗、異方差性檢驗2D檢驗t檢驗的可靠性會

A.降低感謝閱讀Ab0BbiCsbi0iDbi0iA、近似估計法；B、迭代估計法CDurbin估計法；D、搜索估計法A、多重共線性、異方差性C、自相關性、滯后效應感謝閱讀A.增大回歸標準差B.難以區(qū)分單個自變量的影響C.t統(tǒng)計量增大D.回歸模型不穩(wěn)定感謝閱讀A、描述定性因素B、提高模型精度C、便于處理異常數(shù)據(jù)D、便于測定誤差16A、心理因素、技術因素、隨機因素D、制度因素1分，共分，謝謝閱讀答案填入下表）、Yb1的統(tǒng)計量ibXb2X2iiH:b01用0時，所bb?服從1?1(b)10于（n2)22．用一階差分變換消除自相關性是假定自相關系數(shù)為1。感謝閱讀3、解釋變量x為非隨機變量，則解釋變量與隨機誤差項相關。感謝閱讀Eviews中，常利用SCAT命令繪制趨勢圖。感謝閱讀5、懷特檢驗是檢驗模型是否存在自相關性的方法之一。6、橫截面數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生自相關性。7、當模型存在異方差時，普通最小二乘法不是最佳線性估計。精品文檔放心下載8、可以證明，判定系數(shù)R2是關于解釋變量個數(shù)的單調遞增函數(shù)。謝謝閱讀9、多重共線性的存在會降低OLS估計的方差。

10、阿爾蒙法是用來對自回歸模型進行估計的。

220分）精品文檔放心下載1.在Eviews。感謝閱讀2.可以利用雙對數(shù)模型的系數(shù)直接進行分析。3.在古典回歸模型假定中，要求隨機誤差項之間。感謝閱讀4.模型中若存在多重共線性，則難以區(qū)分每個YibbX5、若一元線性回歸模型01i的單獨影響。存在一階、二階自相關性，使用廣義差分變換，變換后的i被解釋變量Y*。6、對于有限分布滯后模型，解釋變量的?滯后長度每增加一期，可利用的樣本數(shù)據(jù)的容量就會精品文檔放心下載。、設某城市的微波爐需求函數(shù)為lnY1200.5lnX0.2lnP收YX為消費者謝謝閱讀入，P為價格。在P上漲10%的情況下，收入必須4，才能保持原有的需求水平。

G-Q遞減或遞增變化的情況。謝謝閱讀9.若有若干年的某經(jīng)濟變量月度數(shù)據(jù)，假定一年有15月、月表現(xiàn)出季節(jié)變動，則應引入的虛擬變量個數(shù)為4個。感謝閱讀10、如果模型中的滯后變量只是解釋變量x模型。謝謝閱讀．)感謝閱讀DependentVariable:Y============================================================謝謝閱讀VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.謝謝閱讀17============================================================精品文檔放心下載C8128.79124.951301.2304560.1029感謝閱讀L0.5432720.0786531.2655890.0875謝謝閱讀S3.4923550.03426725.798120.0000感謝閱讀============================================================感謝閱讀R-squared0.991256F-statistic787.8341AdjustedR-squared0.990938Prob(F-statistic)0.000000Durbin-Watsonstat1.200916============================================================謝謝閱讀謝謝閱讀（1）寫出生成該回歸方程窗口的Eviews命令；謝謝閱讀（2）寫出所建立的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型；（3）對模型進行統(tǒng)計檢驗，并說明檢驗的意義；dU（5）若存在自相關性，簡述消除方法