2????Σ(Y-Y(Y-Y??2?=155.85+0.45X=100.50+0.45X???2????Σ(Y-Y(Y-Y??2?=155.85+0.45X=100.50+0.45X??????0.60.42判系數調后定系數C.規范誤差D.估計規范誤差線模Y=+βX+βX+μ不滿足哪一假定稱為異方差現象?()i11i22iiA.Cov(,μ)=σiji,)=0D.Cov(X,X)=0ii1i2i由歸線YX所估計出來的Y值足：)i1i??2iiiiC.Σ(Y-Y)最小D.(Y-Y)最小iiii加最二乘法克服異方差的主要原理是通過賦予不同誤差的觀測點以不的權數，以提高估計精度，即：()重大誤差的作用，輕視小誤差的作用重小差的作用，輕視大誤差的作用C.重視小誤差的作用，更重視大差的作用輕大誤差的作用，更輕視小差的作用根個觀測值估計的結果，一元線性回歸模型的DW=2.6,α=0.05的著性水平下查得樣本容量n=20，解變量k=1時，=1.41，可以判斷：()LU不在一階自相關存正的一階自相關C.存在負的一階自相關D.無確定根樣資料建立某消費函數如下：C=100.50+0.45X，其中為費X為入，虛擬變量ttD=

農村

，所有參數均檢查顯著，則城市的消費函數為：)??ttttC.C=100.50+55.35DD.C=100.95+55.35Dtt聯方模型中的非隨機方程是：()行方程B.技術方程C.度方程作中期模型的樣本數據一般為：()月數據B.度數據C.年度數據下哪個必定是錯誤的（）

平方程五規劃數據A.

Yi

i

rXY

B.

Yii

r

0.91C.

Y2.1Xii

rXY

D.

Yi

i

r

10.在元線性回歸模型，若某個解釋變量對其余解釋變量的判定系數接近于1，表明模型中存在（）A.多共線性B.異方差性C.序相關D.擬合優度11.下列樣本模中，哪一個模型通常是無效的()消費=500-0.8I(入)iiB.Q(商品需求=10+0.8I(收入-0.9P(價格)Diii(商品供給=20+0.75P價格)sii產出量)=0.65K(本)L(勞動)iii12.判系數，明回歸直線能解釋被解釋變量總變的：()A.80%B.64%C.20%D.89%13.當型中的解釋變量在完全多重共線性時，參數估計量的方差為：)A.0B.1C.∞D.最取值范圍是：)≤≤0B.-1≤≤C.-2DW2D.0≤DW≤4/

????=155.85+0.45X=100.50+0.45X??215.模Yi=α+βXi+i，其中為擬變量，模型中的差別截距系數是指：)αB.αC.α+αD.αα0110116.對模型YββX+β=α+αZ,果為擬變量，則上述模型就是一個：()t1t2tt1tt常參數模型截與斜率同時變動模型C.截距變動模型分線回歸模型17.考下述聯立方程模：

YbYZCZ11221YY113第一個結構方程中的Y是()2前變量B.外生變量C.解變量D.被解釋變量18.t檢是根據分理論所作的假設檢驗，下列哪項可作t檢?()單回歸系數的顯著性檢驗B.性關系的總體顯著性檢驗C.一階線性自相關的顯著性檢驗多個預測值與實際值之間差異的顯著性檢驗19.產（，）與單位產品成本（，元/臺）之間的回歸方程為A.產每增加一臺，單位產品成增加356元B.產每增加一臺，單位產品成減少1.5元C.產每增加一臺，單位產品成平均增加356元D.產每增加一臺，單位產品成平均減少1.5元

Y356

，這說明（）20.若歸模型中的隨機差項存在異方差性，則估計模型參數應采用（）A.普最小二乘法B.權最小二乘法C.廣差分法D.工具變量法21.在數線性模型)=+ln(Xμ，度了()i01iiA.X變動％時，Y變動的百分比；B.Y動1時，X變動的百分比；變一個單位時，Y變的數量；D.Y變一個單位時，X變的數量22.下哪種方法不是檢異方差的方法（）A殘差圖分析法；等相關系數法；檢；D.DW檢法23.根25個測值估計的結果一元線性回歸模型的DW=2.6,在α=0.05的顯著性水平下查得樣本容量n=25，解變量k=2時，=1.206,d=1.55，可以判斷：)LU不在一階自相關存正的一階自相關C.存在負的一階自相關D.無確定24.根樣本資料建立某費函數如下：C=100.50+0.45X+55.35D，其中C為費，X為收入，虛擬變tt量D=

城市農

，所有參數均檢查顯著，則城市的消費函數為：)??ttttC.C=100.50+55.35DC=100.95+55.35Dtt25.關內生變量的表述錯誤的是()內變量都是隨機變量；內變受模型中其它內生變量和前定變量的影響，同時又影響其它內生變量C.在結構方程中，解釋變量可以前定變量，也可以是內生變量；滯內生變量與內生變量具有同性質。26.在性回歸模型中，解釋變量X1和X2觀測值成比例，即有，中非零常數，則表明模型中存在()異差B.重共線性C.序列相關設誤差27.在性回歸模型YββX+βX+μ中β的義為（）i11i2iiA指所有未包含到模型中來的變量對Y平均影響；B．的平均水平；iC．，X不的條件下，Y的均水平；D．X＝0X＝0時，Y的真實水平。1i2ii1i2ii28.判系數，明回歸直線能解釋被釋變量總變差的：()15%B.72.25%C.85%D.89%/

22??212??驗的22??212??B.DW=1C.

=0D.

=130.下哪個模型的一階性自相關問題可用DW檢()有多項式分布滯后模型；自應期模型；庫伊克變換模型局部調整模型31.設人消費函數YββX+μ中，消費支出Y不與收入X有，而且與消費者的性別、年齡構i11ii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，該消費函數引入虛變量的個數為（）B.2C.D.432.下經濟計量分析回模型中哪些可能存在異方差問題（）A.用間序列數據建立的家庭消支出對家庭收入水平的回歸模型；B.用橫截面數據建立的產出對勞和資本的回歸模型；C.以年資料建立的某種商品市場供需模型；D.以20年資料建立的總支出對收入的回歸模型33.簡式模型中的簡化參數表示（）A.內解釋變量對被解釋變量的影響；B.內生解釋變量對被解釋變量的直接影響；C.前變量對被解釋變量的總影；D.前定變量對被解釋變量的直接影響二、判斷題（題，每題，共10分對的打“√”，錯的打“×”）經計量學是以經濟理論為前提利數學、數理統計方法與計算技術，根據實際觀測資料來研究確定經濟數量關系和規律的一門學科。

^^最小方差特性就是參數估量的方差)≤)，其中是某一方得到的線性無11偏估計量。若判定系數R越趨近于，回歸直線擬合越差。

最小二乘準則就是對模型Y=b+bX+u確Xi0ii小。

i

和

Y使殘差平方和∑eii

∑(Y-(b+bX))ii

達到最10.11.

柯依克（）變換可以把分布滯后模型無條件變成自回歸模型。完全多重共線性模型的參數估計是不確定的。在殘差和后一期殘差的點圖上，如果，殘差在連續幾個時期中，逐次值不頻繁的改變符tt-1t號，而是幾個負的殘差以跟著幾個正的殘差e，后又是幾個負的殘差，那么殘差e具有負自tttt相關。結構方程可以識別且求解結構參數值唯一，則稱過度識別。階識別條件就是在由G個程組成的結構模型中，任一特定方程可識別的必要條件是該方程所不包含的變量數不小于G-1結構模型直接反映了經濟變量之間各種關系的完整結構，其方程稱為結構方程。經濟計量學是以數學為前提利數理統計方法與計算技術根據實際觀測資料來研究帶有隨機影的經濟數量關系和規律的一門學科。^^12.無性是參數OLS計量的值)=b。113.若定數R越趨近于1，回歸直線擬合越好。14.最二準則就是對模型Y=b+bX+u確b使差和∑達到最小。i0iii15.柯克）變換可以把有限分布滯模型變成自回歸模型。16.增樣容量有可能減弱多重共線性，因為多重共線性具有樣本特征。17.在差e和滯后一期殘差的點圖上如果殘差在連續幾個時期中逐值頻繁的改變符號，tt-1t即圖形呈鋸齒狀，那么殘差e具正自相關。t18.結方可以識別，則稱恰好識別。19.秩別件就是在由個程組成結構模型中，任一特定方程可識別的充分必要條件是該程不包含而為其他方程所包含的那些變量的系數矩陣的秩等于G-1。20.簡模型就是把結構型中的全部內生變量表示成前定變量和隨機項的函數。21.可系需要修正的原因是因為解釋變量間存在共線性。22.當用義差分法時，不一定要求自相關系數已的。/

2223.R調整的思想是將回歸平方和與總離差平方和之比的分子母分別用各自的自由度去除，變成均方差之比，以剔除變量個數對擬合優度的影響。2224.在于個解釋變量的回歸模型中，有時較低的簡單相關系數也可能存在多重共線性。25.可系R越大，說明模型中各個解釋變量對被解釋變量的影響程度越大。26.在化模型中每一個方程的右端可以出現內生變量，但只有前定變量作為解釋變量。27.模識的秩條件是充分必要條件，而模型識別的階條件是充分條件。三簡題1.古線性回歸模型的假定有哪些?并對中兩個進行評述。2.為么要進行同方差變換？寫出其過程，并證實之。3.聯立方程模型中的變量可以分幾類？其含義各是什么？聯方程模型中的方程可以分為幾類？其含義各是什么？5.最二乘法估計量的統計性質有哪些？各性質的含義是什么？6.為么要進行廣義差分變換？寫出其過程。7.什是工具變量法？并說出選擇工具變量的規范。8.什么是逐步回歸法？簡述其步。9.請自回歸模型的估計存在什么困難？如何來解決這些困難？10.什是遞歸模型？四分變題因關系分析PairwiseGrangerCausalityTestsDate:11/27/08Time:20:18Sample:19781995Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilitydoesnotGrangerCauseGDP168.159130.00672GDPdoesnotGrangerCauseREV1.941000.18968根據上述輸結果，對REV和GDP進行Granger因關系分析(顯著性性水平為（）輸結果解釋DependentVariable:GDPMethod:LeastSquaresDate:11/27/08Time:20:23Sample:19781995Includedobservations:Variable

CoefficientStd.Errort-Statistic

Prob.11.514080.44968925.60453C79577.4927441.822.899862

0.00000.0104R-squared

0.976176Meandependentvar

524455.5AdjustedR-squared0.974687S.D.dependentvar

566411.2S.E.ofregressionSumresid

90116.32Akaikeinfocriterion1.30E+11Schwarzcriterion

25.7600325.85896Loglikelihood-229.8403

F-statistic

655.5922Durbin-Watson

0.305441

Prob(F-statistic)

0.000000/

解釋粗體各分的含義指出它們計算方法？1.收1978-2001年消額XF億元），國內生產總值（元）資料，立消費函數，Eviews結果如下：DependentVariable:LOG(XF)Method:LeastSquaresDate:12/13/07Time:10:16Sample:19782001Includedobservations:24CoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.0426620.033247-1.2831770.2128LOG(GDP)0.9364170.004454210.26280.0000R-squared0.999503Meandependentvar6.829620AdjustedR-squared0.999480S.D.dependentvar1.308850S.E.ofregression0.029846Akaikeinfocriterion-4.105890Sumsquaredresid0.019597Schwarzcriterion-4.007719Loglikelihood51.27068Hannan-Quinncriter.-4.079845F-statistic44210.44Durbin-Watsonstat1.682476Prob(F-statistic)0.000000要求：(1)把回歸分析結果報告出來；（5分）(2)進行經濟、擬合優度、參數顯著性、方程顯著性和經濟計量等檢驗；（5分(3)說系數經濟含義。（5分.收集年消費額XF億元），國內生產總值GDP億元）資料，建立消費函數，結果如下：DependentVariable:XFMethod:LeastSquaresDate:12/13/07Time:10:11Sample(adjusted):19792001Includedobservations:23afteradjustmentsConvergenceachievedafter9iterationsCoefficientStd.Errort-StatisticC121.789483.876501.452009GDP0.5181220.01524033.99645AR(1)0.6906610.2588282.668417R-squared0.998998MeandependentvarAdjustedR-squared0.998898S.D.dependentvarS.E.ofregression67.44404AkaikeinfocriterionSumsquaredresid90973.96SchwarzcriterionLoglikelihood-127.8882Hannan-Quinncriter./

Prob.0.16200.00000.01481958.2642031.28111.3815811.5296911.41883

3/F-statistic3/Prob(F-statistic)InvertedARRoots要求：

9968.049Durbin-Watsonstat0.000000.69

1.577384(1)把回歸分析結果報告出來；（5分）(2)進行經濟、擬合優度、參數