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文檔簡介
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題1
一名詞解釋(每題5分,共10分)
1.經(jīng)典線性回歸模型
2.加權(quán)最小二乘法(WLS)
三單項(xiàng)選擇題(每個(gè)1分,共20分)
1.截面數(shù)據(jù)是指------------------------------------------()
A.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)。
B.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)。
C.同一時(shí)點(diǎn)上相同統(tǒng)計(jì)單位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)。
D.同一時(shí)點(diǎn)上不同統(tǒng)計(jì)單位不同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)。
2.參數(shù)估計(jì)量/具備有效性是指----------------------------()
A.匕〃.(/)=0為最小
C.(或一夕)=0D.(2—0為最小
3.如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系近似地表現(xiàn)為:當(dāng)X發(fā)生一個(gè)絕對量(/X)變動時(shí),
Y以一個(gè)固定的相對量(AY/Y)變動,則適宜配合的回歸模型是
.............()
A.=a+J3Xj+//,-B.InYt=a+/3X
C.Yj=a+/3—+/J,D.InYj=a+J3\nX,+ju,
Xi
4.在一元線性回歸模型中,不可能用到的假設(shè)檢驗(yàn)是-----()
A.置信區(qū)間檢驗(yàn)B.I檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.游程檢驗(yàn)
5.如果戈里瑟檢驗(yàn)表明,普通最小二乘估計(jì)的殘差項(xiàng)有顯著的如下性質(zhì):
M|=L25+0.4X,2,則用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型時(shí),權(quán)數(shù)應(yīng)選擇——()
1111
A.---B.——C.―/1D.------------
XiX;J1.25+0.4X,21.25+0.4X?
6.對于匕=&)斗4Xij+/72X2i+〃j,利用30組樣本觀察值估計(jì)后得
萬=£(%—[)/2=856,而理論分布值F(w5(2,27)=3.35,,則可以判斷()
工27
A.0、=0成立B.尸2=0成立
C.0'=氏=0成立D.1=fl2=0不成立
7.為描述單位固定成本(Y)依產(chǎn)量(X)變化的相關(guān)關(guān)系,適宜配合的回歸模型是:
A.匕.=&+如B.匕=a+AinX,+必
C.Yj++D.InYj=a+2InX:+出
A:
8.根據(jù)一個(gè)n=30的樣本估計(jì)匕=Bo+AX:+G后計(jì)算得d=1.4,已知在95%的置
信度下,dL=1.35,dv=1.49,則認(rèn)為原模型----------------()
A.存在正的一階線性自相關(guān)B.存在負(fù)的一階線性自相關(guān)
C.不存在一階線性自相關(guān)D.無法判斷是否存在一階線性自相關(guān)
9.對于匕=/。+4Xj+6,判定系數(shù)為0.8是指------------()
A.說明X與Y之間為正相關(guān)B.說明X與Y之間為負(fù)相關(guān)
C.Y變異的80%能由回歸直線作出解釋
D.有80%的樣本點(diǎn)落在回歸直線上
10.線性模型匕=£()+回X],+〃2X2i+由不滿足下列哪?假定,稱為異方差現(xiàn)象
()
=
A-Cov(/////y)0B.Var(從)=cr"(常數(shù))
C.COV(Xj,=0D.Cov(Xy,X2z)=0
?-|pHL-
其中虛擬變量D=|,如果統(tǒng)計(jì)
11.設(shè)消費(fèi)函數(shù)Yi=a()+%。+俄,?+內(nèi),
[0南方
檢驗(yàn)表明%統(tǒng)計(jì)顯著,則北方的消費(fèi)函數(shù)與南方的消費(fèi)函數(shù)是--()
A.相互平行的B.相互垂直的C.相互交叉的D.相互重登的
12.在建立虛擬變量模型時(shí),如果?個(gè)質(zhì)的變量有m種特征或狀態(tài),則?般引入幾個(gè)
虛擬變量:........................................()
A.mB.m+1C.m-1D.前三項(xiàng)均可
13.在模型In匕=In/J。+〃]InXj+4中,0、為--------()
A.X關(guān)于Y的彈性B.X變動一個(gè)絕對量時(shí)Y變動的相對量
C.Y關(guān)于X的彈性D.Y變動一個(gè)絕對量時(shí)X變動的相對量
14.對于匕=瓦+/區(qū)+6,以S表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差,匕表示回歸值,則
-----------------------------------------------------------()
A.S=0時(shí),工(匕一片)=。B.S=O時(shí),£(匕一匕)2=0
:=|
C.S=OH寸,Z(匕一/)為最小D.S=O時(shí),£(匕一匕)2為最小
Z=1
15.經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析工作的基本工作步驟是-------------------()
A.設(shè)定理論模型一收集樣本資料一估計(jì)模型參數(shù)一檢驗(yàn)?zāi)P?/p>
B.設(shè)定模型一估計(jì)參數(shù)一檢驗(yàn)?zāi)P鸵粦?yīng)用模幽
C.理論分析一數(shù)據(jù)收集一計(jì)算模擬一修正模型
D.確定模型導(dǎo)向一確定變量及方程式一應(yīng)用模型
16.產(chǎn)量(X,臺)與單位產(chǎn)品成本(Y,元/臺)之間的回歸方程為:P=356-1.5%,
這說明-----------------------------------------()
A.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品成本平均減少1.5個(gè)百分點(diǎn)
B.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品成本減少1.5元
C.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品成本減少1.5個(gè)百分點(diǎn)
D.產(chǎn)量每增加一臺,單位產(chǎn)品成本平均減少1.5元
17.下列各回歸方程中,哪一個(gè)必定是錯(cuò)誤的---------------()
A.g=30+0.2XjrXY=0.8B.y>=-75+1.5X,.夕丫=0.91
C.g=5-2.1X,%=0.78D./=-12-3.5%
rXY=-0.96
18.用一組有28個(gè)觀測值的樣本估計(jì)模型匕=d+01X,+",.后,在0.05的顯著性
水平下對4的顯著性作t檢驗(yàn),則回顯著地不等于0的條件是統(tǒng)計(jì)量t大于
()
A.to.o25(28)B.t(),o5(28)C.to.o25(26)D.to,()5(26)
19.下列哪種形式的序列相關(guān)可用DW統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)(1為具有零均值、常數(shù)方差,
且不存在序列相關(guān)的隨機(jī)變量).......................()
A.4=0/-+匕B.從二小/小+…+匕
C.從=pV,D.從=pV,+p?匕…
3.某樣本的容量為20(包含20個(gè)觀察值),采用Yt=Bl+B2XIl+B3X2t+ut作回歸,根據(jù)
回歸結(jié)果己知:ESS=602.2,TSS=678.6,求:(15分)
①RSS(3分);
②ESS與RSS的自由度(4分);
③求F值(3分)
④檢驗(yàn)零假設(shè):B2=B;F0O(5分)(提示:ESS是分子自由度,RSS是分母自由變)
4.1980到1999年我國的進(jìn)口支出(Y)與個(gè)人可支配收入(X)的數(shù)據(jù)如下表:
根據(jù)一元線性回歸模型YkBi+B漢+P,,得到擬合直線及相關(guān)數(shù)據(jù)如下:
2
Y(h)t=-261+0.25Xtr=0.9388注:Y(h)表示Y的擬合值。
Se=(31.327)(0.015)(括號內(nèi)數(shù)據(jù)表示對應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差)
1980-1999年我國進(jìn)口支出與個(gè)人可支配收入數(shù)據(jù)表單位:10億元
年份YX年份YX
1980135155119902742167
1981144159919912772212
1982150166819922532214
1983166172819932582248
1984180179719942492261
1985208191619952822331
1986211189619963512469
1987187193119973672542
1988251200119984122640
1989259206619994392686
(一)、對X,的回歸系數(shù)作假設(shè)檢驗(yàn)。(9分)(為了簡單起見,只考慮雙邊檢驗(yàn))
①對氏建立一個(gè)95%的置信區(qū)間,并檢驗(yàn)零假設(shè):B?=0;(3分)
②對尤的回歸系數(shù)作t檢驗(yàn),檢驗(yàn)零假設(shè):B*0;(3分)
③對片的回歸系數(shù)作t檢驗(yàn),檢驗(yàn)零假設(shè):B2=0.2O(3分)
(已知置信水平為95%時(shí):d.f=17,t32.11;d.f=18,t臨界=2.10;d.f=19,t整界=2.09;
d.f=20,t臨界=2.08)
(二)、試檢驗(yàn)該經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中是否存在正自相關(guān)。(11分)
兩個(gè)可能需查的表格:游程檢驗(yàn)中部分游程的臨界值(Ni=正殘差個(gè)數(shù),N2=負(fù)殘
差個(gè)數(shù))
F分布值置信水平為5%(提示:當(dāng)實(shí)際游程個(gè)數(shù)W臨界值時(shí),存在
自由度
分母^
123121314151617
174.453.593.203222333
184.413.553.164333344
194.383.523.135444444
204.353.493.1064555VR5
顯著正自相關(guān))
1-5錯(cuò)錯(cuò)對錯(cuò)錯(cuò)
6-10錯(cuò)錯(cuò)對錯(cuò)錯(cuò)
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題2
一、判斷
I.總離差平方和可分解為回歸平方和與殘差平方和。()
2.整個(gè)多元回歸模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的意味著模型中任何一個(gè)單獨(dú)的解釋變量均是
統(tǒng)計(jì)顯著的。()
3.多重共線性只有在多元線性回歸中才可能發(fā)生。()
4.通過作解釋變量對時(shí)間的散點(diǎn)圖可大致判斷是否存在自相關(guān)。()
5.在計(jì)量回歸中,如果估計(jì)量的方差有偏,則可推斷模型應(yīng)該存在異方差()
6.存在異方差時(shí),可以用廣義差分法來進(jìn)行補(bǔ)救。()
7.當(dāng)經(jīng)典假設(shè)不滿足時(shí),普通最小二乘估訂??定不是最優(yōu)線性無偏估計(jì)量。()
8.判定系數(shù)檢驗(yàn)中,回歸平方和占的比重越大,判定系數(shù)也越大。()
9.可以作殘差對某個(gè)解群變量的散點(diǎn)圖來大致判斷是否存在自相關(guān)。()
10.遺漏變軟會導(dǎo)致計(jì)量估計(jì)結(jié)果有偏。()
二、名詞解釋
1、普通最小二乘法
2、面板數(shù)據(jù)
3、異方差
4、拉姆齊RESET檢驗(yàn)
三、簡答題
1、多重共線性的實(shí)際后果。
2、列舉說明異方差的診斷方法。
3、敘述對數(shù)線性模型的特點(diǎn)及其應(yīng)用。
4、簡要敘述用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究問題的若干步驟。
四、計(jì)算題
1、以樣本容量為30的樣本為分析對象,做二元線性回歸,試完成下列表格。1-3題只需將
答案填在空格即可,4-5題需寫出簡單計(jì)算過程。(12分)
方差來源平方和(SS)自由度(d.f)
ESS103.50(1)
RSS(2)
TSS110.00(3)
判定系數(shù)R?(4)
聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F值(5)
2、考慮用企業(yè)年銷售額、股本回報(bào)率(roe)和企業(yè)股票回報(bào)(ros)解釋CEO的薪水方程:
log(salary)=bo+b|iog(sales)+b2roe+b3ros+u
根據(jù)某樣本數(shù)據(jù)得到結(jié)果如下:(已知t臨界=1.96)
log(salary)=4.32+0.280hg(sales)+0.0174roe-t-0.00024ros
se0.320.035(0.0041)(0.00054)
n=209R2=0.283
(已知:自由度d.f約等于200,顯著性水平5%時(shí),t的臨界值=1.96)
(1)如果ros提高50點(diǎn),預(yù)計(jì)salary會提高多大比例?ros對salary具有實(shí)際.1:很大的影響
嗎?
(2)你最后會在一個(gè)用企業(yè)表示CEO報(bào)酬的模型中包括ros嗎?為什么?
3、考慮如下模型,Y=bi+b2D2+b3XID2+b4XI+cI
Y為某公司員工年薪,X為工齡
D2=(1,白人:0,其他)(d.f約等于50,顯著性水平5%時(shí),t的臨界值=2.0)
若估計(jì)結(jié)果如下
Y=20.1+2.85D2+O.5OXiD2+1.5Xi
Se=0.580.360.320.20
n=50R2=0.96
(1)解釋回歸系數(shù)b?9b3的實(shí)際意義。
(2)對回歸系數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn),并做相應(yīng)解釋。
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題3
一、判斷題
1.正態(tài)分布是以均值為中心的對稱分布。()
2.當(dāng)經(jīng)典假設(shè)滿足時(shí),普通最小二乘估計(jì)量具有最優(yōu)線性無偏特征。()
3.總離差平方和可分解為回歸平方和與殘差平方和。()
4.整個(gè)多元回歸模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的意味著模型中任何一個(gè)單獨(dú)的解釋變量均是統(tǒng)
計(jì)顯著的。()
5.在對數(shù)線性模型中,解釋變量的系數(shù)表示被解檔變量對解釋變量的彈性。()
6.虛擬變量用來表示某些具有若干屬性的變量。()
7.多重共線性只有在多元線性回歸中才可能發(fā)生。()
8.存在異方差時(shí),可以用加權(quán)最小二乘法來進(jìn)行補(bǔ)救。()
9.通過作解釋變量對時(shí)間的散點(diǎn)圖可大致判斷是否存在自相關(guān)。()
10.戈雷瑟檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)異方差的()
二、名詞解釋
1.普通最小二乘法
2.判定系數(shù)
3.中心極限定理
4.多元線性回歸
三、簡答題
1.簡述多元古典線性回歸模型的若干假定及其含義。
2.簡述自相關(guān)產(chǎn)生的幾種原因。
3.多重共線性幾個(gè)診斷方法。
四、計(jì)算題I.某經(jīng)濟(jì)學(xué)家根據(jù)日本1962T977年汽車需求年度數(shù)據(jù),以Y(h)產(chǎn)b°+bX+b/
為回歸函數(shù),得到該產(chǎn)品的需求函數(shù)如下:
2
Y(h)<=5807-3.24X—0.45X2r=0.66
Se=(20.13)(1.63)(0.16)
式中,Y(h),表示零售汽車數(shù)量(千輛)擬合值,Xi表示真實(shí)的可支配收入(單位:
億美元),兒表示產(chǎn)品的價(jià)格水平。括號內(nèi)數(shù)字為系數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差.
①對R建立一個(gè)95%的置信區(qū)間;
②在乩:BLO下,計(jì)算t值,在5%的顯著水平下是統(tǒng)計(jì)顯著嗎?
2.根據(jù)1968到1987年間我國進(jìn)口支出與個(gè)人可支配收入的年度數(shù)據(jù),我們做進(jìn)口支出對
個(gè)人可支配收入的回歸,回歸結(jié)果為:Y(h)二一261.09+0.245X,杜賓-瓦爾森統(tǒng)計(jì)量
d=0.5951,R2=0.9388O(已知:5%顯著性水平下,n=20,k=l時(shí),di=1.201,4=1.411)。
①試判斷是否存在自相關(guān);
②計(jì)算自相關(guān)系數(shù)P。
注:第2題可能用到的數(shù)據(jù)可從下表獲得。
表1t統(tǒng)計(jì)表(部分)
顯著性水平_.
----?
0.10.050.02
131.7712.1692.650
141.7612.1452.624
151.7532.1312.602
161.7462.1202.583
參考答案
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題1參考答案
一名詞解釋
1.當(dāng)線性回歸模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)H滿足下列五個(gè)條件時(shí),該模型被稱為古典線性回
歸模型。(1)E(Ri)二0(2)Cov(^i,Xi)=0
(3)Var(|xi)=82;常數(shù)(4)Cov(^i,叼)二0
(5)Pi服從正態(tài)分布
2.是回歸模型中存在異方差時(shí)的補(bǔ)救措施。基本思路為:對回歸模Y產(chǎn)BI+BN+M,設(shè)誤
差項(xiàng)由的方差與解釋變量X存在相關(guān)性,且Var(M)=
-82*f(Xi),用f(Xi)去除原模型兩邊得:
=
由于:
“陽二焉%(丘得…)”
為常數(shù),因此,新回歸模型是一個(gè)沒有截距項(xiàng)的滿足所有經(jīng)典假設(shè)的線性模型。
普通最小二乘法中,對每一觀察點(diǎn)的殘差賦予同樣的權(quán)數(shù)1,而加權(quán)最小二乘法中,
對不同觀察點(diǎn)的殘差賦予不同的權(quán)數(shù),通過相對重視小誤差的觀察點(diǎn),輕視大誤差的觀
察點(diǎn),以達(dá)到提高估計(jì)精度的目的。
二填空
1.無偏2.自相關(guān)3.低4.£(匕—匕f5.雙對數(shù)6.-1,存在完全負(fù)的自相關(guān)7.多
/=1
重共線性8.增長9.bi=Y-bzX
三單項(xiàng)選擇題
1.A2.B3.B4.D5.B6.D7.C8.D9.C10.B
11.A12.C13.C14.B15.B16.D17.C18.C19.A
20.B
四多項(xiàng)選擇題
1.ABCE2.AC3.ABD4.ACD5.ABCD
五簡答計(jì)算題
1.基本意圖:(1)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量;(2)查表得出F臨界值;(3)作出判斷:若F值大于
等于F臨界值,則拒絕零假設(shè)。
F檢驗(yàn)與t檢驗(yàn)的關(guān)系:①F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)的對象不同:
F檢驗(yàn)的對象是:H(yfi]=/32=0
t檢驗(yàn)的對象是:/血?=0,(1=1,2)
②當(dāng)對參數(shù)0、和42的t檢驗(yàn)均顯著時(shí),F(xiàn)檢驗(yàn)一定是顯著的。
③但是,當(dāng)F檢驗(yàn)顯著時(shí),并不意味著對白和魚的t檢驗(yàn)一定是顯著的,可能
的情況有三種:對片的檢驗(yàn)顯著,但對魚的檢驗(yàn)不顯著;對'4的檢驗(yàn)不顯著,但對?旦的
檢驗(yàn)顯著;對四和色的檢驗(yàn)均顯著。
2.
(1)普通最小兒乘法估計(jì)量的方差較大;
(2)置信區(qū)間變寬;
(3)t值不顯著;
(4)If值較高,但t值并不都顯著;
(5)普通最小二乘法估計(jì)量及其標(biāo)準(zhǔn)差對數(shù)據(jù)的微小變化非常敏感;
(6)難以衡量各個(gè)解釋變量對?回歸平方和的貢獻(xiàn)。
3.
①RSS=TSS-ESS=76.4
②ESS自由度=2RSS自由度二17
③F=67.2>F臨界=3.59,拒絕零假設(shè)。
4.一、
①P[-2.1<0.25-B2]/0.015<2.1)=95%,得,置信區(qū)間:0.2185^B2^0.28I5
②t=16.67>t臨界=2.10,拒絕零假設(shè)
③1=3.33>t臨界=2.10,拒絕零假設(shè)。
二、殘差值分別為:8.15,5.25,-6,-5,-8.25,一10,—2,—34.75,11.75
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