期貨投資分析模擬題五

一、單選題回歸分析的目的是為A研究解釋變量對被解釋變量的依賴關(guān)系B研究解釋變量和被解釋變量的相關(guān)關(guān)系C研究被解釋變量對解釋變量的依賴關(guān)系D以上說法都不對在回歸分析中，有關(guān)被解釋變量Y和解釋變量X的說法正確的是AY為隨機(jī)變量，X為非隨機(jī)變量BY為非隨機(jī)變量，X為隨機(jī)變量CX、Y均為隨機(jī)變量DX、Y均為非隨機(jī)變量總體回歸線是指A解釋變量X取給定值時，被解釋變量Y的樣本均值的軌跡B樣本觀測值擬合的最好的曲線C使殘差平方和最小的曲線D解釋變量X取給定值時，被解釋變量Y的條件均值或期望值的軌跡最小二乘準(zhǔn)則是A隨機(jī)誤差項(xiàng)u的平方和最小tBY與它的期望值Y的離差平方和最小tCX與它的均值X的離差平方和最小tD殘差e的平方和最小t隨機(jī)誤差項(xiàng)是A個別的Y圍繞它的期望值的離差tBY的測量誤差tC預(yù)測值f與實(shí)際值Y的偏差ttD個別的X圍繞它的期望值的離差t按照經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)為非隨機(jī)變量，且A與被解釋變量Y不相關(guān)tB與隨機(jī)誤差項(xiàng)u不相關(guān)tC與回歸值#不相關(guān)tD以上說法均不對判定系數(shù)R2的取值范圍為A0<R2<1B0<R2<2C0<R2<1D0<R2<1&回歸系數(shù)P通過了t檢驗(yàn)，表示1AP01BPH01CPH0,p=011DP=0,PH011個值區(qū)間預(yù)測就是給出了A預(yù)測值Y的一個置信區(qū)間0B實(shí)際值Y的一個置信區(qū)間0C實(shí)際值Y的期望值的一個置信區(qū)間0D實(shí)際值X的一個置信區(qū)間0一元線性回歸模型中，P的估計(jì)是0八八ap=Y+pX01Bp=Y+PX01八八Cp=Y—pX01Dp=Y+pX01在多元線性回歸模型y=p+px+px+y，p表示011221AX和R保持不變條件下，x每變化一單位時，y的均值的變化21B任意情況下，x每變化一單位時，y的均值的變化1Cx保持不變條件下，x每變化一單位時，y的均值的變化21D卩保持不變條件下，x每變化一單位時，y的均值的變化1在多元線性回歸模型y=P+PX+px+y,0表示011220a指所有未包含到模型中的變量對y的平均影響B(tài)y的平均水平CX和X保持不變的條件下，y的平均水平12Dx二0,x二0時，y的真實(shí)水平12在多元線性回歸模型中，調(diào)整后的判定系數(shù)R2與判定系數(shù)R2的關(guān)系為AR2<R2BR2>R2CR2<R2DR2>R2回歸模型中不可使用的模型為AR2較高，回歸系數(shù)高度顯著BR2較低，回歸系數(shù)高度顯著CR2較高，回歸系數(shù)不顯著DR2較低，回歸系數(shù)顯著在回歸模型y=B+Px+px+px+卩中，x與x高度相關(guān)，x與x、x無關(guān),011223323123則因?yàn)閤與x的高度相關(guān)會使0的方差231A變大B變小C不確定D不受影響在回歸模型y—0+0x+0x+0x+卩中，如果原假設(shè)H:0—0成立，則意味011223301著A估計(jì)值0—01BX與Y無任何關(guān)系1C回歸模型不成立DX與Y無線性關(guān)系1對回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量為Pj—se(B)jj:—var(B)P°var(0)j0D1se(0)j下列哪種情況說明存在異方差A(yù)E(u)二0iBE(uu)二0,i主jijCE(u2)=b2(常數(shù))iDE(u2)2ii下列哪種方法不是檢驗(yàn)異方差的方法A殘差圖分析法B等級相關(guān)系數(shù)法C樣本分段比檢驗(yàn)DDW檢驗(yàn)法戈德菲爾德——匡特檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)A序列相關(guān)B異方差C多重共線性D設(shè)定誤差異方差情形下，常用的估計(jì)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)最小二乘法下列哪種情況屬于存在序列相關(guān)Acov(u,u)二0,i豐jijBcov(u,u)豐0,i豐jijCcov(u,u)=g2,i—jijDcov(u,u)—g2,i—jiji下列哪種方法不是檢驗(yàn)序列相關(guān)的方法A殘差圖分析法B自相關(guān)系數(shù)法C方差擴(kuò)大因子法DDW檢驗(yàn)法DW檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)A異方差B序列相關(guān)C多重共線性D設(shè)定誤差若計(jì)算的DW統(tǒng)計(jì)量為2，則表明該模型A不存在一階序列相關(guān)B存在一階正序列相關(guān)C存在一階負(fù)序列相關(guān)D存在高階序列相關(guān)若模型y—P+Px+￡存在序列相關(guān)則01Acov(x,u)—0Bcov(u,u)—0,i豐jijCcov(x,u)豐0Dcov(u,u)豐0,i豐jijDW檢驗(yàn)的原假設(shè)為ADW—0BP—0CDW—1DP—1DW統(tǒng)計(jì)量的取值范圍是A-1<DW<0B-1<DW<1C-2<DW<2D0<DW<4根據(jù)20個觀測值估計(jì)的一元線性回歸模型的DW—2.3，在樣本容量n—20，解釋變量個數(shù)k二1，顯著性水平Q二0.05時，查得d=1.201,d=1.411，則可以判斷該模型LUA不存在一階自相關(guān)B有正的一階自相關(guān)C有負(fù)的一階自相關(guān)D無法確定當(dāng)模型存在一階自相關(guān)情況下，常用的估計(jì)方法是A加權(quán)最小二乘法B廣義差分法C工具變量法D普通最小二乘法采用一階差分法估計(jì)一階自相關(guān)模型，適合于Ap-0Bp?1C-1<P<0D0<P<1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A異方差B自相關(guān)C多重共線性D設(shè)定誤差在線性回歸模型中，若解釋變量x和x的觀測值成比例，即有x二k-x，其中k為非1212零常數(shù)，則表明模型中存在A異方差B多重共線性C序列相關(guān)D設(shè)定誤差經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為，某個解釋變量與其他解釋變量間多重共線性很嚴(yán)重的判別標(biāo)準(zhǔn)是這個解釋變量的方差擴(kuò)大因子VIFA大于1B小于1C大于10D小于5若查表得到d和d，則不存在序列相關(guān)的區(qū)間為LUA0<DW<dUBd<DW<4-dUU

C4—d<DW<4—dULD4—d<DW<4U二、多選題判定系數(shù)R2可表示為R2RSSTSSR2RSSTSSR2ESSTSSRSSTSSESSTSSR2R2ESSTSS+RSS2-在一元線性回歸模型中’影響卩［的估計(jì)精度的因素有AY的估計(jì)值YttBY的總變異乞(Y—Y)2ttC隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差b2DX的總變異工(X—X尸tt對于截距項(xiàng)P，即使不顯著，也可不理會，除非0A模型用于結(jié)構(gòu)分析B模型用于經(jīng)濟(jì)預(yù)測C模型用于政策評價DP有理論上的特別意義0評價回歸模型的特性，主要從如下幾個方面入手A經(jīng)濟(jì)理論評價B統(tǒng)計(jì)上的顯著性C回歸模型的擬合優(yōu)度D回歸模型是否滿足經(jīng)典假定E模型的預(yù)測精度5-多元回歸模型y=0。+片珥+匕X2+卩通過了整體顯著性F檢驗(yàn)，則可能的情況為AP=0,P=012BP豐0,P豐012CP二0,P豐012DP主0,P=012EP=P豐012對回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時所用的F統(tǒng)計(jì)量可表示為人ESS(n-k)ARSS(k-1)ESS(k-1)~RSS~(n-k)R2(k-1)(1-R2)(n-k)(1-R2)(n-k)R2(k-1)ER2(n-k)(1-R2)(k-1)常用的檢驗(yàn)異方差的方法有A殘差圖分析法B等級相關(guān)系數(shù)法C戈德菲爾德——匡特檢驗(yàn)D戈里瑟檢驗(yàn)E懷特檢驗(yàn)異方差情況下將導(dǎo)致A參數(shù)估計(jì)量是無偏的，但不是最小方差無偏估計(jì)B參數(shù)顯著性檢驗(yàn)失效C模型預(yù)測失效D參數(shù)估計(jì)量是有偏的，且方差不是最小的E模型預(yù)測有效以下關(guān)于DW檢驗(yàn)的說法，不正確的有A要求樣本容量較大B-1<DW<1C可用于檢驗(yàn)高階序列相關(guān)D能夠判定所有情況E只適合一階線性序列相關(guān)序列相關(guān)情況下，常用的參數(shù)估計(jì)方法有A一階差分法B廣義差分法C工具變量法D加權(quán)最小二乘法E廣義最小二乘法若查表得到DW的上下限分別為d和d，則DW的不確定區(qū)間為ULAd<DW<4—dUUB4—d<DW<4—dULCd<DW<dLUD4—d<DW<4LE0<DW<dLDW檢驗(yàn)不適用于下列情況下的序列相關(guān)檢驗(yàn)A隨機(jī)誤差項(xiàng)具有高階序列相關(guān)B樣本容量太小C含有滯后被解釋變量的模型D正的一階線性自相關(guān)形式E負(fù)的一階線性自相關(guān)形式自相關(guān)的情況下將導(dǎo)致A參數(shù)估計(jì)量不再是最小方差線性無偏估計(jì)量B均方差MSE可能嚴(yán)重低估誤差項(xiàng)的方差C常用的F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)失效D參數(shù)估計(jì)量是無偏的E利用回歸模型進(jìn)行預(yù)測的結(jié)果會存在較大的誤差產(chǎn)生序列相關(guān)的原因有A遺漏了重要的解釋變量B經(jīng)濟(jì)變量的滯后性C回歸模型函數(shù)形式的設(shè)定錯誤D對原始數(shù)據(jù)加工整理以下說法正確的有AR2較高，而顯著t統(tǒng)計(jì)量較少時，可能存在多重共線性問題B當(dāng)增加或剔除一個解釋變量，或者改變一個觀測值時，回歸系數(shù)的估計(jì)值發(fā)生較大變化就認(rèn)為回歸方程存在嚴(yán)重的多重共線性C一些重要的解釋變量在回歸方程中沒有通過顯著性檢驗(yàn)時，可初步判斷存在著嚴(yán)重的多重共線性D有些解釋變量的回歸系數(shù)所帶符號與定性分析結(jié)果違背時，可能存在多重共線性問題E解釋變量間的相關(guān)系數(shù)較大時，可能會出現(xiàn)多重共線性問題三、判斷題回歸分析就是研究被解釋變量對解釋變量的依賴關(guān)系，其目的就是通過解釋變量的已知或設(shè)定值，去估計(jì)或預(yù)測被解釋變量的總體均值。相關(guān)分析是用于衡量兩個變量之間的線性關(guān)聯(lián)度的分析方法。在回歸分析中，被解釋變量Y被當(dāng)做是隨機(jī)變量，而解釋變量X則被看作非隨機(jī)變量。而在相關(guān)分析中，兩個變量均看作是隨機(jī)變量。經(jīng)調(diào)整的判定系數(shù)R2計(jì)算公式中工e2和工(Y-Y)2的自由度分別為n-k和n-1。ii在回歸模型中增加一個解釋變量，判定系數(shù)R2通常會增大。在多元回歸模型中，Var(B)與隨機(jī)擾動項(xiàng)的a2成正比，即c2越大，0的方差jjVar(0)越大。jVar(0)與X的總體樣本變異SST成反比關(guān)系，即總體變異SST越大，0的方差jjjjjVar(0)越小。j&Var(0)與解釋變量之間的線性關(guān)聯(lián)程度R2正相關(guān)，即R2越大，0的方差Var(0)jjjjj越大。9.加權(quán)最小二乘法是通過對原來的模型進(jìn)行加權(quán)變換，使經(jīng)過變換的模型具有同方差的隨機(jī)誤差項(xiàng)，然后再應(yīng)用普通最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。四、情景題I以197B-1997平中國棊地咒進(jìn)II總賴Y［億兀)対被解釋變詁.以地X生戶總也X|億兒］為解釋變蟄謹(jǐn)利叫『I,得到I叫『冶保如SV=-2M.Q9+ii.2453Xr匸()(16.616)&8r=20要求：1將括弓內(nèi)缺失Ii渤抵填人12J如何孵釋ft0.2453和慕數(shù)一浙I朋:⑶椅豔斜率嘉數(shù)的M吾性.(汁算皓味棵削創(chuàng)小數(shù)｝山10年：的哮木數(shù)據(jù)得利淚費(fèi)模屮.為r=-23L80+0/7194XS^tJ.^453)10.0217)◎陰09取呈菩性水」25沓■■好布表I飛||FngJ)=2.^06;；；-,:官)-1.8^0/111C：i10>2,225UUJ-L.8I2耍朮：⑴檢驗(yàn)汕薪數(shù)的堤苦性一⑵翳II抖率系數(shù)皓㈣間.(訃算站果f呆留金小數(shù))乩用IMFMGDP打筋幣心.遺的數(shù)抵辿訓(xùn)翹I.価用不冏度蟄肘費(fèi)幣仏汕得到抓卜閉卜模型：模321=(,7)Pr=-787.4723+8,0863^1,3=177.9664)心也模型2QDPt=-44.0636+1.587^&(61.0134)(OJ044S)]0milGDPlim乍本力丿；為IUU，模塑I=1011.模卑2心殘MT方軸1=1|4>￡4-70,請比較兩回歸模型丁并選擇一個合適的摸型°(計(jì)算結(jié)果保留二位小數(shù))r?|4.用L2對觀測值曲計(jì)山的消矗函貌為F=K｝E0.g疋，且已知疔2=100,X=200,￡(Y-Y/=4000.試預(yù)測當(dāng)A-：.=25OIM,F的均值.)的值,井求)；的剜的'計(jì);:玄川I110^2.22^汁并姑果探亂播<1澈].5、I?刪U丸丁的丁度數(shù)抽宦本?得到菜地円產(chǎn)苗數(shù)模型冋歸結(jié)果如卜LnY=L655+U.358LnL+0.745LnK(0J&5j⑴125)(0.095.^=0.955其中.〃地區(qū)生產(chǎn)總值｛億元片A勞動按入1憶元h肚賈本存量(億元h｛計(jì)算結(jié)果保留三⑺卜數(shù))，要求：LI)檢驗(yàn)各：吋|承數(shù)的從普性;【功檢臉回歸規(guī)型的幣缽昱著性；La=U05rF^(2,27>3.42,加他妙7題]⑶利川MI釘果分析謹(jǐn)?shù)貋V的投入盧出狀也6、2?対卜解釋變的伽1『1模型心舶氓兀加，應(yīng)ir+昨削山0年抑|闔M歡據(jù)進(jìn)f|I叫！JI.解卿力和E豁=64恥總Th和TSS=66：^(.訃算紹果尿人丫：.悅小載、要求：⑴求出閡叫『嘆果的共疋系數(shù)卅川薩：⑴對滾何歸桟肌進(jìn)存整悴界著性檢驗(yàn)a[GFW5,F|111^2..I7>3,59J凡悄仇W匸王他#、JiHi.rfii門內(nèi)樣豐觀輛們?nèi)纭凹僭O(shè)炳■￥的回歸方程為F(=A+AXd+Wj.且=b欣：，試用適當(dāng)方法估計(jì)此|叫『|力￥仁〔汁算站果探恫網(wǎng)訃小加4W-牛辱數(shù)牛數(shù)Z的戟性I叫『I棋軋；1」-卜容壯為K)牛時用數(shù)斟樣木進(jìn)訐普通最?卜：?朋仙計(jì).祠到￡；資料，VT二4U試根拯這些蹙12、I.心圳究牛盧函數(shù)旳”我們得到如、聞牛摸那申住]Ln&=-5.U4U^\.^lLnK+0^LnL'Se(1.400)fU.087}{U.137)R-=0.S78i：=L,LN^=-a57i.)+lb)27:+i.U60Lr?A：+1.2&5￡^￡摸屮11:Se〔2.如0)(0.0.]11(0.VH)(0.324)用=U越911=21其中，產(chǎn)量.尬醫(yī)本，B勞動時數(shù),匸時間T片樣本容量，模型下括號