1、精選優質文檔-傾情為你奉上期中練習題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（ ）A使達到最小值 B.使達到最小值 C. 使達到最小值 D.使達到最小值2、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，這表明人均收入每增加 1，人均消費支出將增加（ ） A. 0.75 B. 0.75% C. 2 D. 7.5% 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F統計量與可決系數之間的關系為( )A. B. C. D. 6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS。則 RSS 的自由度為（ ） A.1 B.n-2 C

2、.2 D.n-39、已知五個解釋變量線形回歸模型估計的殘差平方和為，樣本容量為46，則隨機誤差項的方差估計量為（ ）A.33.33 B.40 C.38.09 D. 201、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. B. C. D.隨機解釋變量X與隨機誤差不相關 E. 2、對于二元樣本回歸模型，下列各式成立的有（ ）A. B. C. D. E. 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 C. DW檢驗法 D.ARCH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（，億元）與凈出口（，億元

3、）與國民生產總值（，億元）的線性回歸方程并用13年的數據進行估計，結果如下：S.E=(2235.26) (0.12) (1.28) =0.99 F=582 n=13問題如下：從經濟意義上考察模型估計的合理性；（3分）估計修正可決系數，并對作解釋；（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。（, ）（4分）2、已知某市33個工業行業2000年生產函數為：（共20分）Q=ALaKbeu 1 說明a、b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

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 ，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 ) ： (151.105) (0.011) (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，你可以給出可能的原因嗎 ? （ 7 分） (3) 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

5、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 產生的原因是什么？一、判斷題（ 20 分） 1 隨機誤差項 和殘差項 是一回事。（） 2 給定顯著性水平 及自由度，若計算得到的 值超過臨界的 t 值，我們將接受零假設（） 3 。（） 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不顯著的。（） 5 雙對數模型的 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（） 67計算題3答案：對于人均存款與人均收入之間的關系式 ，使用美國 36 年的年度數據，得到如下估計模型 (

6、 括號內為標準差 ) ： (151.105) (0.011) (1) 的經濟解釋是什么 ? （ 5 分） 答： 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) 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 ? （ 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，因此 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， 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

7、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。 (3) 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 53.8% 的擬合優度表明收入的變化可以解釋儲蓄中 53.8% 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

8、自由度為 。由 t 分布表可知，雙側 1% 下的臨界值位于 2.750 與 2.704 之間。斜率項計算的 f 值為 0.067 0.011=6.09 截距項計算的，值為 384.105 151.105=2.54 ?？梢娦甭薯椨嬎愕?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。 計量經濟學練習題一、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.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

9、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，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

10、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( )A.X是隨機變量，Y是非隨機變量B.Y是隨機變量，X是非隨機變量C.X和Y都是隨機變量D.X和Y均為非隨機變量6.隨機誤差項是指( )A.不可觀測的因素所形成的誤差B.Yi的測量誤差C.預測值與實際值的偏差D.個別的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( )A.與被解釋變量Yi不相關B.與隨機誤差項ui不

11、相關C.與回歸值值不相關D.與殘差項ei不相關8.判定系數R2的取值范圍為( )A.0R22B.0R21C.0R24D.1R249.在一元回歸模型中，回歸系數通過了顯著性t檢驗，表示( )A.0B.0C.0，=0D.=0，010.根據判定系數R2與F統計量的關系可知，當R2=1時，有( )A.F=-1B.F=0C.F=1D.F=11.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B.有效估計量C.無效估計量D.漸近有效估計量12.懷特檢驗適用于檢驗( )A.序列相關B.異方差C.多重共線性D.設定誤差13.序列相關是指回歸模型中( )A.解釋變量X的不同時期相關B.被解釋

12、變量Y的不同時期相關C.解釋變量X與隨機誤差項u之間相關D.隨機誤差項u的不同時期相關14.DW檢驗適用于檢驗( )A.異方差B.序列相關C.多重共線性D.設定誤差15.設Yi=，Yi=居民消費支出，Xi=居民收入，D=1代表城鎮居民，D=0代表農村居民，則截距變動模型為( )A.B.C.D.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.不確定17.結構式方程過度識別是指( )A.結構式參數有唯一數值B.簡化式參數具有唯一數值C.結構式參數具有多個數值D.簡化式參數具有多個數值1.同一統計指標按時間順序

13、記錄的數據列是( )A.時間數據B.時點數據C.時序數據D.截面數據2.在X與Y的相關分析中( )A.X是隨機變量，Y是非隨機變量B.Y是隨機變量，X是非隨機變量C.X和Y都是隨機變量D.X和Y均為非隨機變量3.普通最小二乘準則是( )A.隨機誤差項ui的平方和最小B.Yi與它的期望值的離差平方和最小C.Xi與它的均值的離差平方和最小D.殘差ei的平方和最小4.反映擬合程度的判定系統數R2的取值范圍是( )A.0R22B.0R21C.0R24D.1R245.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=1

14、+2X2+3X3+4X4+u中，如果假設H020成立，則意味著( )A.估計值0B.X2與Y無任何關系C.回歸模型不成立D.X2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. B. C. D.8.下列哪種情況說明存在異方差?( )A.E(ui)=0B.E(ui uj)=0，ijC.E()= (常數)D.E()=9.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

15、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=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( )A.1個B.2個C.3個D.4個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

16、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.計量經濟學起源于對經濟問題的( )A.理論研究B.應用研究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.B.C.D. 4.以Yi表示實際觀測值，表示預測值，則普通最小二乘法估計參數的準則是( )A.(Yi一)2=0B.(Yi-)2=0C.(Yi一)2最小D.(Yi-)2最小5.在對回歸模型進行統計

17、檢驗時，通常假定隨機誤差項ui服從( )A.N(0，2)B.t(n-1)C.N(0，)D.t(n)6.已知兩個正相關變量的一元線性回歸模型的判定系數為0.64，則解釋變量與被解釋變量間的線性相關系數為( )A.0.32B.0.4C.0.64D.0.87.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( )A.ei=0B.ei0C. eiXi=0D.Yi=9.下列方法中不是用來檢驗異方差的是( )A.AR

18、CH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?( ) 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0.3，則DW統計量等于( )A.0.3B.0.6C.1D.1.412.如果dL<DW<du，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

19、( )A.0B.1C.>0D.<014.方差膨脹因子的計算公式為( )A. B.C.D. 17.在聯立方程模型中，識別的階條件是( )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.多元回歸模型通過了整體顯著性F檢驗，則可能的情況為( )A.B.0，0C.=0，0D.0，=0E.=0，=0，=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.

20、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.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( )A.Y=+X+uB.Y=+D+X+uC.Y=+uD. Y=+(DX)+uE. Y=+D+X+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：t=-261.09+0.2453XtSe=(31.327) ( )t=( ) (1

21、6.616)R2=0.9388 n=20要求：(1)將括號內缺失的數據填入；(計算結果保留三位小數)(2)如何解釋系數0.2453；(3)檢驗斜率系數的顯著性。(=5，t0.025(18)=2.101)37.設消費函數為，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= (消費方程) (投資方程)Pt=Ct+It+2t其中，C=消費支出，D=收入，I=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

22、，9分)39.經濟學家提出假設，能源價格上升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)=1.5492+0.7135Ln(L/K)-0.1081LnP+0.0045t (16.35) (21.69) (-6.42) (15.86) R2=0.98其中，Y=產出，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0.7135?四、簡答題(本大題共4小題，每小題5分,共20分)36試

23、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需求函數方程：Ln=1.2789-0.1647LnXl+0.5115LnX2+0.1483LnX3-0.0089T-0.0961D1-0.157D2-0.0097D3R2=0.80其中X1，X2，X3，T，D1，D2，D3的t統計量依次為(-2.14)，(1.23)，(0.55)，(-3.36)，(-3.74)，(-6.03)，(-0.37)。Y=人均咖啡消費量，X1=咖啡價格，X2=人均可支配收入，X3=茶的價格，T=時間變量，

24、Di為虛擬變量，第i季時取值為1，其余為零。要求：(1)模型中X1，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 ABDBD DBAC CD多選BCD CDE ABCDE BCE1、(1) =0.78(2)H0:B2=B3=0 H1: B2、B3至少有一個不為0F=40>F0.05(2,20)，拒絕原假設。(3) H0:B2=0 H1: B20t=2.8>t0.025(20)=2.09，拒絕原假設，Yt的系數是統計顯著H0:B3=0

25、H1: B30t=3.7>t0.025(20)=2.09，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：，則為同方差模型3、答：（1）,)=0 i¹j 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0.3474 ，D.WX小于 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。4、答：（1）內生變量有： 外生變量有： 前定變量有； （2）完備型為： （3）識別第一個方程。 階條件 Kg-1=2-1=1 K g-1 故階條件滿足，方程可識別。秩條

26、件（）（）（）（）故秩條件滿足，方程可識別因為K g-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）分布的均值和方差是多少？當基金持股比例（RATE）為0.40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

27、量=系數估計值-系數原假設/系數的標準誤= 0./0.=9.2079; (2) R²與調整后的R²存在關系式p85公式（3.48）：R²=0.04617 (3)表中，參看p91，所以可以得殘差平方和=0.*0.*737=41.909(4)由p87公式（3.51）關于F統計量和可絕系數的關系式，得F統計量=(739-2)/(2-1)*0.04617/(1-0.04617)=35.678(5)殘差=實際值-擬合值=-0.06545 2說明：括號中是t統計量（1）緊緊圍繞輸出結果，表中，所以均值為0.1322；，是被解釋變量的標準差，所以方差為(0.244)2； （2）

28、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=0.0972+0.0035*0.4=0.0986；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相等，即var(y)=var(u),所以p53公式(2.78) 就是被解釋變量的條件方差。具體計算根據公式(2.78)，需要知道x的均值，這個可以從p33公式（2.29）推出，Xf=0.4，還需要知道，而系數的標準差為，表中給出0.0006，分子是等于0.2385所以可以得到=(0.2385/0.0006)2=.25,這樣就得到=0.23852（1+1/739+(0.4-10)2/.25=0.05691、回歸分析中使用的距

29、離是點到直線的垂直坐標距離。最小二乘準則是指（ ）A使達到最小值 B.使達到最小值 C. 使達到最小值 D.使達到最小值2、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，這表明人均收入每增加 1，人均消費支出將增加（ ） A. 0.75 B. 0.75% C. 2 D. 7.5% 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F統計量與可決系數之間的關系為( )A. B. C. D. 6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS。則 RSS 的自由度為（ ） A.1 B.n-2 C.2 D.n-39、已知五個解釋變量線形回歸模型估計的殘差

30、平方和為，樣本容量為46，則隨機誤差項的方差估計量為（ ）A.33.33 B.40 C.38.09 D. 201、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. B. C. D.隨機解釋變量X與隨機誤差不相關 E. 2、對于二元樣本回歸模型，下列各式成立的有（ ）A. B. C. D. E. 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 C. DW檢驗法 D.ARCH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（，億元）與凈出口（，億元）與國民生產總值（，億元）的線性回歸方程并用13年的數據進

31、行估計，結果如下：S.E=(2235.26) (0.12) (1.28) =0.99 F=582 n=13問題如下：從經濟意義上考察模型估計的合理性；（3分）估計修正可決系數，并對作解釋；（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。（, ）（4分）2、已知某市33個工業行業2000年生產函數為：（共20分）Q=ALaKbeu 5 說明a、b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 ，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 ) ： (151.105) (0.011) (1) 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 ? （ 7 分） (3) 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