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8、简述工具变量法的基本思路
(1)当扰动项u与解释变量X高度相关时,设法找到另一个变量Z,Z与X高度相关,而与扰动u不相
(2)在模型中,用Z替换X,然后用OLS法估计,变量Z称为工具变量。
9、简述选择解释变量的四条原则。
P95
7“理论〔从理论上看•该变址是佶应该作为解释釦代包括在右程中丁\⑵]检验’该变址的系数佔计值是否显剖I
⑶用亍该变址加进方程中后纸圧是否増大?
]
(4)僞倚。
该变址加进方吳中局娄他变址的系数估甘眞琴否E右蛮化?
1
10、简述计量经济分析的步骤。
①陈述理论(或假说);
②建立计量经济模型③收集数据;
估计参数④假设检验;
⑤预测和政策分析。
11、简述消除异方差的基本思路。
①变换原模型,使经过变换后的模型具有同方差性,然后再用OLS法进行估计;
②变换后模型的OLS估
计量,对原模型而言,已不是OLS估计量,称为广义最小二乘估计量(GLS估计量)。
12、简述DW法检验扰动项自相关的局限。
P121
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二、单选
1、在对X与Y的相关分析中()
C.X和Y都是随机变量
2、经济计量研究中的数据有两类,一类是时序数据,另一类是()
B.横截面数据
3、根据样本资料估计得岀人均消费支岀Y对人均收入X的回归模型为
A
InYi=2.00+0.75lnXi,这表明人均收入每增加1%,人均消费支出将增加()
B.0.75%
4、序列相关是指回归模型中()
D.随机误差项u的不同时期相关
5、回归分析中,用来说明拟合优度的统计量为()
B.决定系数
6、按照经典假设,线性回归模型中的解释变量应为非随机变量,且()
B.与随机误差项Ui不相关
7、DW检验法适用于检验()
B.序列相关
8如果线性回归模型的随机误差项的方差与某个变量Zi成比例,则应该用下面的哪种方
法估计模型的参数?
()
B.加权最小二乘法
9、在一元回归模型中,回归系数鼻通过了显著性t检验,表示()
A.|:
-2工0
10、判定系数R2的取值范围为()
B.0<
R2<
1
11、设Y^^P1Xi+5,Yi=居民消费支出,Xi=居民收入,D=1代表城镇居民,D=0代表
农村居民,则截距变动模型为()
A.Yj=?
0•\Xi'
:
2Dui
12、根据判定系数R2与F统计量的关系可知,当R2=1时有()
C.F=3
13、回归分析的目的为()
C.研究被解释变量对解释变量的依赖关系
14、设某商品需求模型为Yt=:
o+[Xt+Ut,其中丫是商品的需求量,X是商品的价格,为
了考虑全年12个月份季节变动的影响,假设模型中引入了12个虚拟变量,则会产生的
问题为()
D.完全的多重共线性
15、对于分布滞后模型,时间序列资料的序列相关问题,就转化为()
D.多重共线性问题
22
16、在多元回归中,调整后的决定系数R与决定系数R的关系有()
B.R>
R
17、以Yi表示实际观测值,Y?
i表示估计值,则普通最小二乘法估计参数的准则是()
B.刀(Y一丫?
i)2最小
18、当模型中第i个方程是不可识别的,则该模型是()
B.不可识别的
19、将社会经济现象中质的因素引入线性模型()
C.在很多情况下,不仅影响模型截距,还同时会改变模型的斜率
20、序列相关是指回归模型中()
21、在对回归模型进行统计检验时,通常假定随机误差项Ui服从()
2
A.N(0,b2)
22、在多元线性回归模型中,若某个解释变量对其余解释变量的决定系数接近1,则表明
模型中存在()
C.多重共线性
23、在利用线性回归模型进行区间预测时,随机误差项的方差越大,则()
A.预测区间越宽,精度越低
24、如果回归模型中的随机误差项存在异方差,则模型参数的普通最小二乘估计量()。
B.无偏但非有效
25、戈德菲尔德一匡特检验法可用于检验()。
B.异方差性
26、用于检验序列相关的DW统计量的取值范围是()
C.0<
DW<
4
27、如果一元线性回归模型的残差的一阶自相关系数等于0.3,则DW统计量等于()
D.1.4
28、在给定的显著性水平之下,若DW统计量的下和上临界值分别为dL和du,则当dL<
DW<
du
时,可认为随机误差项()
D.存在序列相关与否不能断定
29、设个人消费函数丫尸C0+SXi+uj中,消费支出丫不仅同收入X有关,而且与消费者年
龄构成有关,年龄构成可分为青年、中年和老年三个层次,假设边际消费倾向不变,则考
虑年龄因素的影响,该消费函数引入虚拟变量的个数应为(
B.2个
的是(
30、对于利用普通最小二乘法得到的样本回归直线,下面说法中错误
B.XeN
31、对联立方程模型进行参数估计的方法可以分两类,即:
B.单方程估计法和系统估计法
32、合称为前定变量的是(
A.外生变量和滞后变量
33、当模型中第i个方程是不可识别的,则该模型是(
34、结构式模型中的每一个方程都称为结构式方程,在结构方程中,解释变量可以是前定
变量,也可以是()
C.内生变量
35、如果某个结构方程是恰好识别的,估计其参数可用(
C.
间接最小二乘法
-ESS/(k_1)
d.F=
RSS/(n—k)
45、在有限分布滞后模型Yt=0.9+0.6Xt—0.5Xt_1+0.2Xt-2+ut中,短期影响乘数是()
D.0.6
46、用线性回归模型做预测时,预测点离样本分布中心越近,预测误差()
B.越小
47、方差膨胀因子检测法用于检验()
C.是否存在多重共线性
48、经济计量学的主要开拓者和奠基人是()
B.费里希(Friseh)
49、如果回归模型中的随机误差项存在异方差,则模型参数的普通最小二乘估计量()。
50、在模型Yi=GXje®
中,下列有关Y对X的弹性的说法中,正确的是()
A.+是Y关于X的弹性
51、在判定系数定义中,ESS表示()
B.X(Yi_Y)2
52、在分布滞后模型Yt=.「:
j:
;
J0Xt「必2•-XtN……ut中,短期影响乘数为()
A.B0
53、若单方程线性回归模型违背了同方差性假定,则回归系数的最小二乘估计量是
A.无偏的,非有效的
54、如果一个回归模型中包含截距项,对一个具有m个特征的质的因素要引入虚拟变量数目为
()
D.m-1
55、下列模型中E(Yi)是参数打的线性函数,并且是解释变量Xi的非线性函数的是()
B.E(Yi)=■'
-1Xi
56、对于部分调整模型Y=&
卩0+3^X1+(1—§
Yt」+6ut,若ut不存在自相关,则估计模型参数可使用()
C.普通最小二乘法
57、在简化式模型中,其解释变量()
C.都是前定变量
58、在对多元线性回归模型进行检验时,发现各参数估计量的t检验值都很低,但模型的
F检验值却很高,这说明模型存在()
59、已知样本回归模型残差的一阶自相关系数接近于-1,则DW统计量近似等于()
D.4
60、设截距和斜率同时变动模型为Yi=〉0LsD「“Xi「2(DXi)•ui,其中D为虚拟
变量。
如果经检验该模型为斜率变动模型,则下列假设成立的是()
D.:
1=0,:
2=0
61、在具体的模型中,被认为是具有一定概率分布的随机变量是()
A.内生变量
62、已知三元线性回归模型估计的残差平方和为'
、•e2=800,估计用样本容量为n=24,则随机扰动项ut的方差估计量■:
?
2为()。
A40
63、对于有限分布滞后模型,解释变量的滞后长度每增加一期,可利用的样本数据就会
A.减少1个
64、在某个结构方程过度识别的条件下,不适用的估计方法是()
B.间接最小二乘法
65、容易产生异方差的数据为()
66、假定正确回归模型为Y=b0•b1X1b2X2u,若遗漏了解释变量X2,且X、x线性
相关则b的普通最小二乘法估计量()
C.有偏且不一致
67、对于自适应预期模型,估计模型参数应采用()
C.工具变量法
68、将内生变量的前期值作解释变量,这样的变量称为()
D.滞后变量
69、如果一个回归模型中包含截距项,对一个具有m个特征的质的因素要引入虚拟变量数目
为()
70、调整的判定系数R2与多重判定系数R2之间有如下关系()(k为参数个数)
D.R2J_(1_R24
n—k
71、对于部分调整模型丫七=二0•二jXt•1Yt1;
.ut,若ut不存在自相关,则估计
模型参数可使用()
72、若回归模型中的随机误差项存在一阶自回归形式的序列相关,则估计模型参数应采用
C.广义差分法
73、假设回归模型为Yi=b0-b1Xiui,其中Var(Ui)-;
「2Xf则使用加权最小二
乘法估计模型时,应将模型变换为()
了,边际消费倾向变大了。
则城镇居民线性消费函数的理论方程可以写作:
DYt=b0b1Xtb2Dtb3DtXtut
三、计算及分析
1.根据8个企业的广告支出X和销售收入Y的数据资料,求得:
ZXi=1082Yi=480,瓦X2=1620,ZXiYi=6870,ZYf=30000试用
普通最小二乘法估计Y对X的线性回归方程Yi=■Xiui,并计算决定系数。
Ct=ot+PYt+ut
2.设有国民经济的一个简单宏观模型为:
、,小,tt
Yt7+lt
式中Y、C、丨分别为国民收入、消费和投资,其中投资I为外生变量。
现根据该国民经济系统近9年的统计资料已计算得出:
Ct=522,'
It二佃8,
vI2=4740,'
ItCt=12060试用间接最小二乘法估计该模型。
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同)巧直三空沁^一「
曲Ry
£
菇%
、'
(Yi-Y)=35.05,、、'
(Xi-X)(Yi-Y)=43.11
试用普通最小二乘法确定Y对X的线性回归方程丫=二件:
xU,并计算样本相关系数r。
'
、Xt2=330.62,vXtYt=296.37,试求个人消费支出(Y)关于个人可支配收入(X)的线性回归方程Y?
匸二?
•玫t并
解释系数[估计值的经济含义
电@二0驻】h芒芒:
珀一久?
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6.下式是由12个观测值估计得岀的消费函数:
6^
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忙以
9..以1978〜1997年中国某地区进口总额Y(亿元)为被解释变量,以地区生产总值X(亿元)
为解释变量进行回归,得到回归结果如下:
Y?
t=-261.09+0.2453Xt
Se=(31.327)()
t=()(16.616)
R2=0.9388n=20
要求:
8.现有x和Y的样本观测值如下表。
假设假!
栅回归
试用模型变换法估计此回归模型。
可用的计算资料为:
=:
2X2,
模型为$Y:
卽慮讥4且劇)
也、,4
C=600.8Y
式中Y是可支配收入,已知Y=650,7(Y-Y)2=8600,7e2=32当丫0=1000时,试计算:
(1)消费支岀C的点预测;
(2)在95%的置信概率下消费支出C的预测区间。
(t0.025(10)=2.23)
7.根据某地区居民过去10年的人均年储蓄额(Y)和人均年收入额(X)的历史数据,计算得:
EXi=293,EYi=81,刀(X—X)(Yi—Y)=200.7,E(X~X)2=992.1,刀(Y—Y)2=44.9。
求:
(1)人均年储蓄额(Y)关于人均年收入额(X)的线性回归方程丫尸:
+攻I+uI;
⑵该回归方程的决定系数。
515
心725,浪九15,:
=1.7225,
「工=5.95
vXi
6=3卡代乂険q
-nT7"
"
(?
=丫■界攵=jj-j^(•邓
Pj=r多*Wr纟片、fn至.+眇异丼辭匸*'
W「Y'
g、9-陀号&
$
(1)将括号内缺失的数据填入;
(计算结果保留三位小数)
⑵如何解释系数0.2453;
(3)检验斜率系数的显著性。
(:
•=5%,to.o25(18)=2.1O1)
10.根据X与Y的12对观测值,现已计算得出X和Y的样本方差分别为9和100,Y对X的普通最小二乘估计回归直线为
i=8.4-2.5Xi。
试计算判定系数,并在5%的显著性水平之下,对此回归模型进行检验。
[F°
.05(1,10)=4.96]
11.设咖啡的需求函数为InX-「0匕”InRA二2InP2宀壮InP3•:
InYu,式中X为咖啡需求量,P为咖啡的价格,
P2为茶叶价格,P3为白糖价格,丫为消费者收入。
(1)模型中哪些参数代表自价格弹性?
哪些代表交叉价格弹性?
哪些表示收入弹性?
2)试对:
-1^:
■2、二3和『■的符号作出判断,并说明理由。
理如叭苗g非“裕剛娠如样粘愿再谕化
12.根据1960-1982年间7个OECD国家美国、加拿大、德国、英国、意大利、日本、法国的总最终能源需求指数Y
实际的、实际能源价格的数据。
估计对数线性需求函数结果如下。
(检验显著性水平为0.05)
InY?
=1.54950.9972lnX2t-0.3315lnX3t
Se:
0.09030.01910.0243
p:
0.0000.0000.000
R2=0.994
1.对方程拟合优度及方程显著性进行检验;
(写岀检验过程)
2.对解释变量系数显著性进行检验;
3.说明解释变量系数的经济意义。
■-*—•・・亠入•
、询处幅血啲八她斎・加忧直假b血Y心窃可z那捋畀扇滋时叭枷仆人方艮4Y采枝瞬:
用幻Ah八弘以二o希*初二冶:
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