1、1、回歸分析中使用的距離是點到直線的垂直坐標距離。最小二乘準則是指（nA .使 （Y Y?）達到最小值 t 1nB.使Yt Yt |達到最小值t 1nC.使(Yt Yt)2達到最小值t 1nD.使（Yt Y?）2達到最小值t 12、根據樣本資料估計得出人均消費支出Y對人均收入X的回歸模型為InY? 2.0 0.75lnXi,這表明人均收入每增加1%,人均消費支出將增加A.B. %C. 2D. %B. FR2/(1 R2)(k-1)/(n k)C. FR22(1 R2)/(nk)D. F2R2 /(k1)_2(1R2)3、設k為回歸模型中的參數個數，n為樣本容量。則對總體回歸模型進行顯著性檢驗的

2、 F統計量與可決系數R2之間的關系為（）A.F R2/(n k)(1R2)/(k 1)6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS則RSS的自由度為（9、已知五個解釋變量線形回歸模型估計的殘差平方和為et2 800，樣本容量為46，則隨機誤差項的方差估計量?2為（1、經典線性回歸模型運用普通最小二乘法估計參數時，下列哪些假定是正確的C. E(uiuj) 02A.E(Ui ) 0 B. Var(U i)i2D.隨機解釋變量X與隨機誤差ui 不相關E. Ui N(0,：)2、對于二元樣本回歸模型Yi1X1i；X2iei ,下列各式成立的有（A. ei0B. ei X1iC. ei X 2i 0D

3、eiYi0 E X1iX2i 0.4、能夠檢驗多重共線性的方法有（A.簡單相關系數矩陣法B. t檢驗與F檢驗綜合判斷法檢驗法C. DW檢驗法E.輔助回歸法計算題1、為了研究我國經濟發展狀況，建立投資（Xi,億元）與凈出口（ X2,億元）與國Y ，億元）的線性回歸方程并用13 年的數據進行估計，結果如下：2R2=F=582n=13問題如下：從經濟意義上考察模型估計的合理性；（3分）22 .一.估計修正可決系數R，并對R作解釋；（3分）在5%的顯著性水平上，分別檢驗參數的顯著性；在 5%顯著性水平上，檢驗模型的整體顯著性。（tog"） 2.16, Fo.o5（2,10） 4.10） （4

4、 分）2、已知某市33個工業行業2000年生產函數為：（共20分）Q=AL ?K?eu1 .說明?、？的經濟意義。（5分）2 .寫出將生產函數變換為線性函數的變換方法。（5分）3 .假如變換后的線性回歸模型的常數項估計量為°,試寫出A的估計式。（5分）4 .此模型可能不滿足哪些假定條件，可以用哪些檢驗（5分）3、對于人均存款與人均收入之間的關系式*以+ % ,使用美國36年的年度數據,得到如下彳&計模型（括號內為標準差）：爐=0.535（1），的經濟解釋是什么？（5分）（2）（2） &和/的符號是什么？為什么？實際的符號與你的直覺一致嗎 ？如果有沖突的 話，你可以給出

5、可能的原因嗎 ？（ 7分） 你對于 擬合優度有 什么看法嗎？（ 5分）（4） ?檢驗是否每一個回歸系數都與 零顯著不同（在1 %水平下）。同時對零假設和 備擇 假設，檢驗統計值及其分布和自由度，以及拒絕零假設的標準進行陳述。你的結論是 什么？（ 8分）簡答題：多重共線性的后果有哪些？普通最小二乘法擬合的樣本回歸線的性質？隨機誤差項與產生的原因是什么？一、判斷題（20分）1 .隨機誤差項 和殘差項 嗎是一回事。（）2 .給定顯著性水平”及自由度，若計算得到的 M值超過臨界的t值，我們將接受零假 設（）3 /一屐的。（）4 .多元回歸模型中，任何一個單獨的變量均是統計不顯著的，則整個模型在統計上是

6、不顯著的。（）5 .雙對數模型的 衣2值可與線性模型的相比較，但不能與對數-線性模型的相比較（）公在模型中引入解釋變量的多個滯后項容易產生多重共線性口 67一、計算題3答案：對于人均存款與人均收入之間的關系式*二以+/耳+%,使用美國36年的年度數據，得到如下估計模型（括號內為標準差）：=0,538（1）啰的經濟解釋是什么？（ 5分）答：足為收入的邊際儲蓄傾向，表示人均收入每增加1美元時人均儲蓄的預期平均變化量。（2）笈和 內的符號是什么？為什么？實際的符號與你的直覺一致嗎 ？如果有沖突的話，你可以給出可能的原因嗎 ？ （ 7分）答：由于收入為零時，家庭仍會有支出，可預期零收入時的平均儲蓄為負

7、，因此 以符號應為負。儲蓄是收入的一部分，且會隨著收入的增加而增加，因此預期的符號為正。實際回歸式中，力的符號為正，與預期的一致；但截距項為正，與預期不符。這可能是由于模的 錯誤設定造成的。例如，家庭的人口數可能影響家庭的儲蓄行為，省略該變量將對截距項 的估計產生影響；另一種可能就是線性設定可能不正確 你對于 擬合優度有 什么看法嗎？（ 5分）答：擬合優度刻畫解釋變量對被解釋變量變化的解釋能力。模型中 的擬合優度表明收 入的變化可以解釋儲蓄中 的變動。（4） ?檢驗是否每一個回歸系數都與 零顯著不同（在1 %水平下）。同時對零假設 和備擇假設，檢驗統計值及其分布和自由度，以及拒絕零假設的標準進

8、行陳述。你的結論 是什么？（ 8分）答：檢驗單個參數采用t檢驗，零假設為參數為零，備擇假設為參數不為零。雙變量情形 下，在零假設下t分布的自由度為 屋-2=36-2 = 34。由t分布表可知，雙側1%下的 臨界值位于 與 之間。斜率項計算的f值為 / = 截距項計算的，值為 / =。可 見斜率項計算的t值大于臨界值，截距項小于臨界值，因此拒絕斜率項為零的假設，但不 拒絕截距項為零的假設。計量經濟學練習題、單項選擇題（本大題共20小題，每小題1分，共20分）1 .弗里希將計量經濟學定義為（）A.經濟理論、統計學和數學三者的結合B.管理學、統計學和數學三者的結合C.管理學、會計學和數學三者的結合D

9、.經濟學、會計學和數學三者的結合2 .有關經濟計量模型的描述正確的為（A.經濟計量模型揭示經濟活動中各個因素之間的定性關系B.經濟計量模型揭示經濟活動中各個因素之間的定量關系，用確定性的數學方程加以描述C.經濟計量模型揭示經濟活動中各個因素之間的定量關系，用隨機性的數學方程加以描述D. 經濟計量模型揭示經濟活動中各個因素之間的定性關系，用隨機性的數學方程加以描述3.系統誤差是由系統因素形成的誤差。系統因素是指()A.那些對被解釋變量的作用顯著，作用方向穩定，重復試驗也不可能相互抵消的因素B.那些對被解釋變量的作用顯著，作用方向不穩定，重復試驗也不可能相互抵消的因素C.那些對被解釋變量的作用顯著

10、，作用方向不穩定，重復試驗相互抵消的因素D. 那些對被解釋變量的作用顯著，作用方向穩定，重復試驗可能相互抵消的因素4.回歸分析的目的為()A.研究解釋變量對被解釋變量的依賴關系B.研究解釋變量和被解釋變量的相關關系C.研究被解釋變量對解釋變量的依賴關系D. 研究解釋變量之間的依賴關系5.在X與Y的相關分析中()是隨機變量，Y 是非隨機變量和 Y 都是隨機變量6 .隨機誤差項是指（）A.不可觀測的因素所形成的誤差C.預測值Yi與實際值丫的偏差是隨機變量，X 是非隨機變量和 Y 均為非隨機變量的測量誤差D.個別的Xi圍繞它的期望值的離差7 .按照經典假設，線性回歸模型中的解釋變量應為非隨機變量，且

11、（）A.與被解釋變量Yi不相關B.與隨機誤差項Ui不相關C.與回歸值值Y?不相關D.與殘差項e不相關8 .判定系數R2的取值范圍為（）<R2< 1<R2< 4<R2<2<R2<49 .在一元回歸模型中，回歸系數2通過了顯著性t檢驗，表示（）A. 2金0B. ?2金。C. 20, ?2 =0D. 2=0, ?2*010 .根據判定系數R2與F統計量的關系可知，當R2=1時，有（）=-1=0=111 .當存在異方差時，使用普通最小二乘法得到的估計量是A.有偏估計量C.無效估計量12 .懷特檢驗適用于檢驗()A.序列相關C.多重共線性13 .序列相關是

12、指回歸模型中()A.解釋變量X的不同時期相關C.解釋變量X與隨機誤差項u之間相關檢驗適用于檢驗()A.異方差C.多重共線性15設Yi= 0iXi Ui , Yi=居民消費支出農村居民，則截距變動模型為()()B.有效估計量D.漸近有效估計量B.異方差D.設定誤差B.被解釋變量Y的不同時期相關D.隨機誤差項u的不同時期相關B.序列相關D.設定誤差Xi二居民收入，D=1代表城鎮居民，D=0代表A. Yi01 Xi 2 D uiB.Yi ( 02 )1 X i uiC.Yi ( 01 )1 X i u iD.Yi01Xi 2DX i ui16.如果聯立方程模型中兩個結構方程的統計形式完全相同，則下列

13、結論成立的是A.二者之一可以識別C.二者均不可識別17.結構式方程過度識別是指()A.結構式參數有唯一數值C.結構式參數具有多個數值B.二者均可識別D.不確定B.簡化式參數具有唯一數值D.簡化式參數具有多個數值B.時點數據D.截面數據是隨機變量，X 是非隨機變量和 Y 均為非隨機變量1 .同一統計指標按時間順序記錄的數據列是()A.時間數據C.時序數據2 .在X與Y的相關分析中()是隨機變量，Y 是非隨機變量和 Y 都是隨機變量3 .普通最小二乘準則是()A.隨機誤差項Ui的平方和最小與它的期望值Y的離差平方和最小與它的均值X的離差平方和最小 D.殘差ei的平方和最小4 .反映擬合程度的判定系

14、統數R2的取值范圍是（）<R2<2<R2<1<R2<4<R2<45 .在多元線性回歸模型中，加入一個新的假定是（）A.隨機誤差項期望值為零B.不存在異方差C.不存在自相關D.無多重共線性6 .在回歸模型Y=目+位X2+ SX3+ &X4+U中，如果假設Ho ：住*0成立，則意味著（）A.估計值？2*0與Y無任何關系C.回歸模型不成立與Y有線性關系7 .回歸系數進行顯著性檢驗時的t統計量是（）?a.jb.var（?j）var（ - j）C. PD. jvar（ j）: var（ ?j）8 .下列哪種情況說明存在異方差？（）(ui)=0(Ui

15、 Uj)=0, iwj(u i )=(常數)(ui )= i9 .異方差情形下，常用的估計方法是()A.一階差分法B.廣義差分法C.工具變量法D.加權最小二乘法10 .若計算的DW 統計量為0，則表明該模型()A.不存在一階序列相關B.存在一階正序列相關C.存在一階負序列相關D.存在高階序列相關11 .模型中包含隨機解釋變量，且與誤差項相關，應采用的估計方法是()A.普通最小二乘法B.工具變量法C.加權最小二乘法D.廣義差分法12 .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接近1，則表明模型中存在()A.異方差B.自相關C.多重共線性D.設定誤差15.設個人消費函數Yi=

16、1Ui中，消費支出Y不僅與收入X有關，而且與年齡構成有關，年齡構成可以分為老、中、青三個層次，假定邊際消費傾向不變，該消費函數應引入虛擬變量的個數為()16.如果聯立方程模型中兩個結構方程的統計形式完全相同，則下列結論成立的是()A.二者之一可以識別B.二者均可識別C.二者均不可識別D.二者均為恰好識別20.下面關于簡化式模型的概念，不正確 的是 ()A.簡化式方程的解釋變量都是前定變量B.在同一個簡化式模型中，所有簡化式方程的解釋變量都完全一樣C.如果一個結構式方程包含一個內生變量和模型系統中的全部前定變量，這個結構式方程就等同于簡化式方程D.簡化式參數是結構式參數的線性函數2 .計量經濟學

17、起源于對經濟問題的(B.應用研究A.理論研究C.定量研究D.定性研究3 .下列回歸方程中一定錯誤.的是（）A. Y?i 0.3 0.6 XirXY0.5B.Y?i 0.2 0.7 Xi rxy 0.8C.Y?i0.9 0.2 XirXY0.5D. Y?i0.8 0.6 XirXY0.24 .以Yi表示實際觀測值，Yi表示預測值，則普通最小二乘法估計參數的準則是（）A.E （Yi Y?i ）2=0B.E（Yi-Y ）2=0CE （Yi Y?i ）2 最小D.E（Yi-Y）2 最小5 .在對回歸模型進行統計檢驗時，通常假定隨機誤差項ui服從（）(n)（0, $（n-1）(0,2)6 .已知兩個正相

18、關變量的一元線性回歸模型的判定系數為，則解釋變量與被解釋變量間的線性相關系數為（）7 .在利用線性回歸模型進行區間預測時，隨機誤差項的方差越大，則 （）A.預測區間越寬，精度越低B.預測區間越寬，預測誤差越小C.預測區間越窄，精度越高D.預測區間越窄，預測誤差越大8 .對于利用普通最小二乘法得到的樣本回歸直線，下面說法中錯誤.的是（）AWe=0BEew0C. EeXi=0D.EYi=E Y?i9 .下列方法中不是 用來檢驗異方差的是()檢驗B.懷特檢驗C.戈里瑟檢驗D.方差膨脹因子檢驗10 .如果線性回歸模型的隨機誤差項的方差與某個變量Zi 成比例， 則應該用下面的哪種方法估計模型的參數?()

19、A.普通最小二乘法B.加權最小二乘法C.間接最小二乘法D.工具變量法11 .如果一元線性回歸模型的殘差的一階自相關系數等于，則DW 統計量等于()如果 dL<DW<d u,則()A.隨機誤差項存在一階正自相關B.隨機誤差項存在一階負自相關C.隨機誤差項不存在一階自相關D.不能判斷隨機誤差項是否存在一階自相關13 .記p為回歸方程的隨機誤差項的一階自相關系數，一階差分法主要適用的情形是()A. p 0)B. pTC.戶0D.尸014 .方差膨脹因子的計算公式為(A.VIF(?i)1 R2B.VIF(?i)1 R2C.VIF(?i)1R2D.VIF(?i)R17在聯立方程模型中，識別的

20、階條件是（）A.充分條件B.充要條件C.必要條件D.等價條件18在簡化式模型中，其解釋變量都是（）A.外生變量B.內生變量C.滯后變量D.前定變量二、多項選擇題（本大題共5小題，每小題2分，共10分）22.多元回3模型Y12X213X3 5通過了整體顯著性F檢驗，則可能的情況為A. 2 0, 3 0B. 2金0,30C. 2=0,30D. 2金0,3=0E. 1 =0 ,2=0,3 =023.計量經濟模型中存在多重共線性的主要原因為（）A.模型中存在異方差B.模型中存在虛擬變量C.經濟變量相關的共同趨勢D.滯后變量的引入E.樣本資料的限制27 .常用的處理多重共線性的方法有（A.追加樣本信息B

21、.使用非樣本先驗信息C.進行變量形式的轉換D.嶺回歸估計法E.主成分回歸估計法28 .在消費（Y）對收入（X）的回歸分析中考慮性別的影響，則下列回歸方程可能正確的有0+1 X+u0+ 0 D+ 1 X+u0+1X+ 1(DX) +uD. Y= 0+ 1(DX)+uE. Y=0 + 0 D+ 1 X+ 1 (DX ) +u五、簡單應用題（本大題共3 小題，每小題7 分，共 21 分 ） 36以19781997年中國某地區進口總額 Y（億元）為被解釋變量，以地區生產總值 X（億元）為解釋變量進行回歸，得到回歸結果如下：Y?t=+Se= (t=()R2=n=20要求：(1)將括號內缺失的數據填入；(

22、計算結果保留三位小數)(2)如何解釋系數；(3)檢驗斜率系數的顯著性。( =5，(18)=37設消費函數為Yto iXt ut,若月收入Xt在1000元以內和1000元以上的邊際消費傾向存在顯著差異，如何修改原來的模型?分別寫出兩種收入群體的回歸模型。38 .考慮下述模型Ct= 12 Dt ut(消費方程)I t12Dt 1 vt(投資方程)Pt=Ct+It+2t其中，C=消費支出，D =收入，1=投資，Z=自發支出；C、I和D為內生變量。要求：(1)寫出消費方程的簡化式方程；(2)用階條件研究各方程的識別問題。六、綜合應用題(本大題共1 小題， 9分 )39 .經濟學家提出假設，能源價格上升

23、導致資本產出率下降。據 30年的季度數據，得到如下回歸模型：Ln (Y/K )=+( L/K )+R2=其中，Y=廣出，K=資本流量，L=勞動投入，Pt=能源價格，t=時間。括號內的數字為t統計量。(計算結果保留三位小數)問：(1)回歸分析的結果是否支持經濟學家的假設；(2)如果在樣本期內價格P 增加60，據回歸結果，資本產出率下降了多少?(3)如何解釋系數?四、簡答題(本大題共4 小題，每小題5 分 ,共 20分 )36試述一元線性回歸模型的經典假定。37多重共線性補救方法有哪幾種？39試述間接最小二乘法的計算步驟。六、分析題(本大題共1 小題，10分 ) 42.根據相關數據得到了如下的咖啡

24、需求函數方程： LnY?"其中Xi, X2, X3, T, Di, D2, D3的t統計量依次為，。Y=人均咖啡消費量，X尸咖啡價格，X2二人均可支配收入，X3二茶的價格，T=時間變量，Di為虛擬變量，第i季 時取值為1,其余為零。要求：模型中Xi, X2, X3系數的經濟含義是什么？(2)哪一個虛擬變量在統計上是顯著的？(3)咖啡的需求是否存在季節效應？單選ACACC ABBAD CBDBA CC CCDBD DDDDB BCBCD CCCAD ABDBDDBAC CD多選BCD CDE ABCDE BCE2 2 n 11、(1) R2 1 (1 R2)=n kHo：B2=B3=O

25、H1： B2、B3至少有一個不為0F=40>(2,20),拒絕原假設。3 3) Ho：B2=OHi： RW0 t=>(20)二,拒絕原假設，Yt的系數是統計顯著Ho：B3=0Hi： B3W0 t=>(20)二,拒絕原假設，Pt的系數是統計顯著2、此模型存在異方差，可以將其變為:YibiXi 2X2Xi 2XXi 2X1 i ,則為同方差模型Xi 2X23、答：(1) Cov(Ui,Uj)=0 i?j的古典假設條件不滿足，而其他古典假設滿足的計量經濟模 型，稱為自相關性。因為DW= dL 1.24,小于dL所以存在自相關，且正相關。(2)自相關產生的影響：OLS估計量不是最好估

26、計量，即不具有方差最小性；T檢驗，F檢驗失效；預測精測下降。Yt丫bo(1) bi(XtXti) utut i令 Y* YtYt-iX* Xt- X-從而4、Y* bo(1) biX* vt這樣模型滿足古典假設，可以進行OLS估計S答：(i)內生變量有：QD P外生變量有：Y W刖定變量有；Yti Y WQtD 0QS1Pt2Yt3Yt 1 0Wt1t2)完備型為：0QD QtS1Pt 0Yt 0Yt 12Wt2tQtD QtS 0P 0Yt 0Yt 1 0Wt 03)識別第一個方程。階條件 K Ki = 3 2 = 1gi-1=2-1=1K-Ki g i -1故階條件滿足，方程可識別。23秩

27、條件 ？（ BT)=000012(B°To)=10R(B°To)=2 g-l = 2R （B oT o） = g 1故秩條件滿足，方程可識別.因為K K i= gi-1故第一個方程為恰好識別.739家上市公司績效（NER）與基金持股比例（RATE）關系的OLS估計結果與殘差值表如下： 殘差值表：1計算（1） 、 （2）、 （3）、 （4）、 （5）劃線處的5 個數字，并給出計算步驟（保留4 位小數）2根據計算機輸出結果，寫出一元回歸模型表達式。3.假設上市公司績效值（NER）服從正態分布，模型滿足同方差假定條件。（1）作為樣本，739個上市公司績效值的(NER)分布的均值和

28、方差是多少？當基金持股比例(RATE)為時，上市公司績效值條件分布的均值和方差是多少？(方差寫出公式即可)Answer：1 (1)t統計量二系數估計值-系數原假設/系數的標準誤=;(2) R2與調整后的R2存在關系式p85公式()：R2=(3)表中S.E.of regression= /e, n k ,參看p91,所以可以得殘差平方和737=(4)由p87公式()關于F統計量和可絕系數的關系式，得 F統計量=(739-2)/(2-1)*=(5)殘差=實際值-擬合值=說明：括號中是t統計量(1)緊緊圍繞輸出結果，表中幗闡曲憫"犯&所以均值為；SD懶施加 點3, 是被解釋變量的標

29、準差，所以方差為A2;(2)這是一個點預測問題，將解釋變量值代入回歸方程，得條件均值=+*=;條件方差的計算復雜些，由理論知識知道被解釋變量的方差和擾動項的方差) = E(Yr-Yr) =E1十十一,J »相等，即var(y)=var(u)所以p53公式*吊" 乙 金就是被解釋變量的條件方差。具體計算根據公式，需要知道x的均值，這CTse9)=個可以從 p33公式（）推出，X （Y 1）/ 2 （0.1322 0.0972）/0.003510,Xf=,還需要知道 Z X；,而系數自的標準差為給出，分子是工萬應/'eHAsiori等于所以可以得到2匯=A2=，這hh&

30、#163;k r > x：樣就得到'左=A2 （1+1/739+A2/=1、回歸分析中使用的距離是點到直線的垂直坐標距離。最小二乘準則是指（nA .使 （Y Y?）達到最小值 t 1nB.使Yt Yt |達到最小值t 1nC.使(Yt Yt)2達到最小值t 1nD.使（Yt Y?）2達到最小值t 12、根據樣本資料估計得出人均消費支出Y對人均收入 X的回歸模型為lnY? 2.0 0.75lnXi,這表明人均收入每增加1%,人均消費支出將增加（A.B. %C. 2D. %3、設k為回歸模型中的參數個數，n為樣本容量。則對總體回歸模型進行顯著性檢驗的 FB. FR2/(1 R2)(k

31、-1)/(n k)統計量與可決系數R2之間的關系為（）A.F R2/(n k)(1R2)/(k 1)C. FR2_2(1 R )/(n k)D. FR2 /(k1)_2(1 R )6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS則RSS的自由度為（9、已知五個解釋變量線形回歸模型估計的殘差平方和為et2 800，樣本容量為46，則隨機誤差項的方差估計量?2為（）1、經典線性回歸模型運用普通最小二乘法估計參數時，下列哪些假定是正確的（）A.E（ui ） 0 B. Var（u i）i2 C. E（uiuj） 0D.隨機解釋變量X與隨機誤差u不相關 E. uN（0,工2、對于二元樣本回歸模型Y ? ?

32、X1i3X2iei ,下列各式成立的有（）A.ei0 B.ei X 1i0C. ei X 2i0D.eiYi 0 E.X1iX2i 04、能夠檢驗多重共線性的方法有（）A.簡單相關系數矩陣法B. t檢驗與F檢驗綜合判斷法C. DW檢驗法檢驗法E.輔助回歸法計算題1、為了研究我國經濟發展狀況，建立投資（X1,億元）與凈出口（ X2,億元）與國民生產總值（Y ,億元）的線性回歸方程并用13年的數據進行估計，結果如下：R2=F=582n=13問題如下：從經濟意義上考察模型估計的合理性；（3分） 2=2估計修正可決系數R，并對R作解釋；（3分）在5%的顯著性水平上，分別檢驗參數的顯著性；在5%顯著性水

33、平上，檢驗模型的整體顯著性。（tog"） 2.16, Fo.o5（2,10） 4.10） （4 分）2、已知某市33個工業行業2000年生產函數為：（共20分）Q=AL ?K?eu5 .說明?、？的經濟意義。（5分）6 .寫出將生產函數變換為線性函數的變換方法。（5分）7 .假如變換后的線性回歸模型的常數項估計量為°,試寫出A的估計式。（5分）8 .此模型可能不滿足哪些假定條件，可以用哪些檢驗（5分）3、對于人均存款與人均收入之間的關系式況=以+/耳+ 外,使用美國36年的年度數據，得到如N&計模型（括號內為標準差）：號"4.1Q5+O.0叫（1）啰的經濟解釋是什么？（ 5分）（2） ©和/的符號是什么？為什么？實際的符號與你的直覺一致嗎 ？如果有沖突的話， 你可以給出可能的原因嗎 ？