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文檔簡介
一、單項(xiàng)1、ARCH檢驗(yàn)方法主要用于檢驗(yàn)(A。 2、簡單相關(guān)系數(shù)矩陣方法主要用于檢驗(yàn)(D。 B.自相關(guān) D.多重共線3DW檢驗(yàn)中,當(dāng)d2時,表明(CA.存在完全的正自相 4、同一統(tǒng)計指標(biāo)按時間順序記錄的數(shù)據(jù)稱為 ) 5、雙對數(shù)模型lnYln01lnX中,參數(shù)1的含義是( X的相對變化,引起YYXXY12Y關(guān)于X126OLS法得到的樣本回歸直線為 )
Xiei,則點(diǎn)X,Y 7、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法一般分為以下四個步驟(B D8、虛擬變量 ) D.9、對于含有截距項(xiàng)的計量經(jīng)濟(jì)模型,若想將含有m個互斥類型的定性因素引入到模型中,則應(yīng)該引入虛擬變量個數(shù)為(B m- m-10、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( A
R2等于R2R2沒有數(shù)量關(guān)R2R2大于11、下列方法可以用于檢驗(yàn)?zāi)P椭挟惙讲钚缘姆椒ㄓ? DW檢 B.相關(guān)系數(shù)矩陣 判定系數(shù)法 White檢12、Goldfeld-Quandt方法用于檢驗(yàn)( A.簡單相關(guān)系數(shù)矩陣 B.DW檢驗(yàn)C.White檢 D.ARCH檢驗(yàn)14Yt0Xt1Xt12Xt
,則短期影響乘數(shù)為( B、k
1
1 115( )A.廣義差分 B.工具變量C.逐步回歸 D.最小二乘是(A 無偏 B.有偏 C.無法估 D.無正確案18、古典線性回歸模型的普通最小二乘估計量滿足的統(tǒng)計性質(zhì) A)A.最佳線性無偏估計 B.僅滿足線性性 19某一時間序列經(jīng)一次差分變換成平穩(wěn)時間序列此時間序列稱(A 階單 B.2階單 C.K階單 20、在模型
12X2t3X3tutFF的p值0.0000,則表明( AX2t對YtBX3t對YtCX2tX3t對YtDX2tX3t對Yt21、如果回歸模型違背了無自相關(guān)假定,最小二乘估計量(A B.有偏的,非有效的 D.有偏的,有效的22、單方程計量經(jīng)濟(jì)模型中可以作為被解釋變量的是(CA.控制變 B.前定變 C.內(nèi)生變 D.外生變23、多元線性回歸分析中的RSS(剩余平方和)反映了 D.Y關(guān)于X的邊際變化24、多元線性回歸分析中的ESS的自由度是 C.n- D.k-25、最小二乘法可以解決下列哪個問題(D B.誤差正態(tài)性 D.異方差性26、下列方法可以用于檢驗(yàn)時間序列平穩(wěn)性的是( ARCH檢 White檢 ADF檢驗(yàn) DW檢27、將內(nèi)生變量的前期值作解釋變量,這樣的變量稱為 D) 28、下圖中符號“”所代表的是(B 。A.隨機(jī)誤差 B.殘 C.Yi的離 D.Yi的離29、設(shè)某計量經(jīng)濟(jì)模型為:YiDiui,其中Yi為大學(xué)教授年薪,
男教,則對于參數(shù)α、β(BA.α表示大學(xué)女教授的平均年 B.β表示大學(xué)男教授的平均年C.α+β表示大學(xué)男教授的平均年薪D.β表示大學(xué)男教授和女教授平均年 30、t檢驗(yàn)通??梢杂糜跈z驗(yàn)( A.模型擬合優(yōu) B.模型整體顯著 C.正態(tài) D.參數(shù)顯著31、以下模型中不屬于變量線性回歸模型是 )AE(YXX
B、YXi 2
2
X)
2
X) 32、用最小二乘法作回歸分析時提出了古典假定,這是為了(BA.使回歸方程更簡 B.得到總體回歸系數(shù)的最佳線性無偏估C.使解釋變量更容易控 D.使被解釋變量更容易控33yt12xtut法正確的是(A)。34、回歸模型具有異方差性時,仍用最小二乘法估計參數(shù),則以下(A)是錯A.參數(shù)估計值是無偏非有效
C.常用的t和F檢驗(yàn)失 D.預(yù)測區(qū)間增大,精度下i35、設(shè)估計的回歸方程為Y?i
,則回歸系數(shù)1.6表示 X,Y1.6XY(21+1.6)X1%時,Y1.6X1%時,Y36、在DW檢驗(yàn)中,不能判定的區(qū)域是( 0ddL,4dLd B.dUd4C.dLddU,4dUd4
D.371,DW(A 38Yt12X2t3X3tutFp為pF,給定顯著性水平0.01,則下列說法正確的是( pF0.05X2t對YtpF0.05X2tX3t對YtpF0.01X2tX3t對YtpF0.01X3t對Yt39Yt0Xt1Xt12Xt2sXtK在一定條件下,參數(shù)i可近似用一個關(guān)于i的多項(xiàng)式表示(i=012K下列說法中不正確的是( 多項(xiàng)式的階數(shù)m可采用Almon40 41、關(guān)于可決系數(shù)R2,以下說法中錯誤的是( AR2BR2CR2D、可決系數(shù)R2的大小不受到回歸模型中所包含的解釋變量個數(shù)的影響 模型中,假定原始模型的隨機(jī)擾動項(xiàng)ut滿足古典線性回歸模型的所有假設(shè),則對于這兩個模型中的滯后隨機(jī)解釋變量Yt1和誤u*u項(xiàng)t,下列說法正確的有( tt
,u*)
Cov(u*,u
)ttt ,u*)ttt
Cov(u*,
)t
t ,u*)
Cov(u*,
)t
t ,u*)
Cov(u*,
)t
t43、 ,則對原模型變換的正確形為(
2
2
f(xif(xif(xif(xif(xi
ii
D.yf(x)f(x)xf(x)uf(xiif2(xii
f2(x
2f2(x f2(x
2 iyi
1
x44在具體運(yùn)用最小二乘法時,如果變換的結(jié)果是則Var(u)是下列形式中的哪一種
1 2 x
2 xx
2x245F ESS(nA
ESS(kBR2(R2(nC、(1R2(kRSS(nk46、如果兩個變量都是一階單整的,則( 47、設(shè)x1,x2為解釋變量,則完全多重共線性是( 48、經(jīng)濟(jì)計量模型是指( A、投入產(chǎn)出模 B、數(shù)學(xué)規(guī)劃模C、包含隨機(jī)方程的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模 D、模糊數(shù)學(xué)模249R
的關(guān)系為 2A.R<2C.R=
B.R>2D.R
D.1245678910、什么是異方差性?有哪些方法可以檢驗(yàn)?zāi)P椭惺欠翊嬖诋惙讲钚?2CY?t
4913、什么叫協(xié)整?說明EG14、對隨機(jī)擾動項(xiàng)作了哪些基本(古典)15、多重共線性產(chǎn)生的是什么三、判斷正誤并說明理123BLUE457、多重共線性的有哪些810DW2,ρ0。12、半對數(shù)模型Y01lnX中,參數(shù)1的含義是X起Y13、設(shè)某地區(qū)消費(fèi)函數(shù)Yi=C0+C1Xi+ui中,消費(fèi)支出不僅與收入X有關(guān),而且與消費(fèi)者的構(gòu)成有關(guān),若將構(gòu)成分為小孩、青年人、成年人和老年人4個3。15CY?t
49四、計算題分析計算分析題的基本類1、根據(jù)軟件輸出的表格,寫出表達(dá)式2經(jīng)濟(jì)意統(tǒng)計檢顯著性檢驗(yàn)、計量專門檢驗(yàn)(如DW檢驗(yàn)、ARCH檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)等填空(簡單計算t?30t
3t (0.01)(1.0) 其中:Yt=第i個百貨店的日均銷售額(百;X1t=第i個百貨店前每小時通過的汽車數(shù)量(10輛X2t=第i個百貨店所處區(qū)域內(nèi)的人均收入(X3t=第iX4t=第i個百貨店所處地區(qū)競爭店面的數(shù)量;0.10.01在=0.05X(臨界值t0.025(25)2.06t0.025(26)2.056t0.05(25)1.708t0.05(26)1.7062、為研究中國各地區(qū)入境旅游狀況,建立了市旅游外匯收入(Y,百31個省市的截面數(shù)據(jù)估計結(jié)果如下:ii
1.5452X 從經(jīng)濟(jì)意義上估計模型的合理性X1、X23、運(yùn)用計量模型研究1990年到2007年我國糧食產(chǎn)量與主要影響因間 糧食播種面積(千公頃 成災(zāi)面積(千公頃 農(nóng)業(yè)機(jī)械年末擁有量(億瓦特 農(nóng)林牧漁業(yè)總勞動力(萬人 有效灌溉面積(千公頃 DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/25/09 Time:21:03Sample:19902007Includedobservations:Std. - -- -- - C- -R-MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-F-Durbin-WatsonX1的t(YYi01X1i2X2iLS//DependentVariableisYDate:18/11/09 Time:15:18Sample:1 Includedobservations: Std. C - XMeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.of AkaikeinfoSumsquaredSchwartzLog-回答下列問題(11請根據(jù)上表中已由數(shù)據(jù),填寫表中畫線處缺失結(jié)果(注意給出計算步驟在0.05顯著性水平下,dl和du的顯著性n95下表是三因素Fama&French模型估計輸出結(jié)果模型中被解釋變(R1)模因子,HML是價值因子。根據(jù)此估計結(jié)果,試回答下列問題。DependentVariable:R1Method:LeastSquaresDate:04/23/08 Time:09:18Sample:2003M062005M05Includedobservations:Newey-WestHACStandardErrors&Covariance(lagtStd.----CR- Meandependent -AdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfo-SumsquaredSchwarz-LogF-Durbin-WatsonProb(F-表中的F統(tǒng)計量(F-statistic)6、根據(jù)能源需求與收入和價格之間的對數(shù)需求函數(shù),
01lnX2t2lnX3t(Y(X2(X2(dL0.938du7、根據(jù)某國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)(PDI——個人可支配收入,單位:10億PCE——個人消費(fèi)支出,單位:10億PDIPCE的平穩(wěn)性及協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了檢1PDIPCE1-6根據(jù)PDI和PCEPDI和PCEPDI和PCE6EPCEPDI6,PCEPDI存在8考慮以“期望擴(kuò)充曲(Expectations-augmentedPhillipscurveYt12X2t3X3t
(%9、為分析國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)進(jìn)口需求(IM)的影響,我們建立如下IM
12GDPt19902008(dL1.18
Y代表農(nóng)民人均收入;X1代表農(nóng)村信貸量;X3表示 (0.05dl
du1.656;
1:DependentVariable:YMethodLeastSquaresDate:11/12/12 Time:11:19Sample:19782001Includedobservations:Std.t-C--MeandependentS.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbi
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