第二套 一、单项选择题 1、把反映某一总体特征的同一指标的数据，按一定的时间顺序和时间间 隔排列起来，这样的数据称为（ B ） A. 横截面数据 B. 时间序列数据 C. 修匀数据 D. 原始数据 2、多元线性回归分析中，调整后的可决系数 2 R 与可决系数 2 R 之间的关系 （ A ） A. kn n RR ? ? ??= 1 )1(1 22 B. 2 R ≥ 2 R C. 0 2 >R D. 1 )1(1 22 ? ? ??= n kn RR 3、半对数模型 12i YlnX i uβ β=+ +中，参数 2 β 的含义是（ D ） A. Y 关于 X 的弹性 B. X 的绝对量变动，引起 Y 的绝对量变动 C. Y 关于 X 的边际变动 D. X 的相对变动，引起 Y 的期望值绝对量变动 4、已知五元标准线性回归模型估计的残差平方和为 800 2 = ∑ t e ，样本容量 为 46，则随机误差项 的方差估计量 t u 2 ?σ 为( D ) A. 33.33 B. 40 C. 38.09 D. 20 5、现用 OLS 法得到的样本回归直线为 ，以下说法不正确 的是( B ) iii eXY ++= 21 ?? ββ A． B．0= ∑ ie 0 ii Cov( X ,e )≠ C． YY = ? D． ),( YX 在回归直线上 6、Goldfeld-Quandt 检验法可用于检验( A ) A.异方差性 B. 多重共线性 C. 序列相关 D. 设定误差 7、用于检验序列相关的 DW 统计量的取值范围是( D ) A. B.0DW≤≤1 11DW? ≤≤ C. D.042DW?≤ ≤2 DW≤ ≤ 8、对联立方程组模型估计的方法主要有两类，即（ A ） A. 单一方程估计法和系统估计法 B. 间接最小二乘法和系统估计法 1 C. 单一方程估计法和二阶段最小二乘法 D. 工具变量法和间接最小二乘法 9、在模型 YX 122 33ttt Xuβ ββ+++的回归分析结果报告中，有 = 263489 23F.= ， ，则表明（ C ） Fp的 值=0.000000 A、解释变量 2t X 对 Y 的影响是显著的 t B、解释变量 3t X 对 Y 的影响是显著的 t C、解释变量 2t X 和 3t X 对 Y 的联合影响是显著的. t D、解释变量 2t X 和 3t X 对 的影响是均不显著 t Y 10、如果回归模型中解释变量之间存在完全的多重共线性，则最小二乘估计 量的值为（ A ） A.不确定，方差无限大 B. 确定，方差无限大 C.不确定，方差最小 D. 确定，方差最小 在序列自相关的情况下，参数估计值仍是无偏的，其原因 是（ C ） A. 无多重共线性假定成立 B. 同方差假定成立 C. 零均值假定成立 D. 解释变量与随机误差项不相关假定成立 11、应用 DW 检验方法时应满足该方法的假定条件，下列不是其假定条件 的为（ B ） A.解释变量为非随机的 B. 被解释变量为非随机的 C.线性回归模型中不能含有滞后内生变量 D. 随机误差项服从一阶自回归 12、在具体运用加权最小二乘法时, 如果变换的结果是 12 1 ii iii YX i u X XX ββ=++ X r u 则 Va )是下列形式中的哪一种?( B ) () i 2222 2 A.x B.x C. x D. log xσσ σ σ 13、经济变量的时间序列数据大多存在序列相关性，在分布滞后模型中，这 种序列相关性就转化为（ B ） A．异方差问题 B. 多重共线性问题 C．序列相关性问题 D. 设定误差问题 14、关于自适应预期模型和局部调整模型，下列说法错误的有（ D ） A．它们都是由某种期望模型演变形成的 2 B．它们最终都是一阶自回归模型 C．它们的经济背景不同 D．都满足古典线性回归模型的所有假设，故可直接用 OLS 方法进行估计 15、设某地区消费函数中，消费支出不仅与收入 X 有关，而且与消费者的 年龄构成有关，若将年龄构成分为小孩、青年人、成年人和老年人 4 个层次。假 设边际消费倾向不变，考虑上述年龄构成因素的影响时，该消费函数引入虚拟变 量的个数为 （ C ） A.1 个 B.2个 C.3个 D.4个 16、个人保健支出的计量经济模型为： 122ii YDX i uα αβ= +++ ，其中 为 保健年度支出； i Y i X 为个人年度收入；虚拟变量 ； 满足古典 假定。则大学以上群体的平均年度保健支出为 （ B ） 2 1 0 i D ? = ? ? 大学及以上 大学以下 i u A. () 21 |, 0 iii EY X D X i α β==+ B. ( ) 212 |, 1 iii EY X D X i α αβ==++ C. 12 α α+ D. 1 α 17、在联立方程结构模型中，对模型中的每一个随机方程单独使用普通最 小二乘法得到的估计参数是（ B ） A. 有偏且一致的 B. 有偏不一致的 C. 无偏但一致的 D. 无偏且不一致的 18、下列宏观经济计量模型中投资（I ）函数所在方程的类型为( D ) 01 1 0112 2 tttt ttt ttt YCIG CYu t I Yu αα ββ βγ ? =++ ? ? =+ + ? ? =+ + + ? A.技术方程式 B. 制度方程式 C.恒等式 D. 行为方程式 3 19、在有 M 个方程的完备联立方程组中，若用 H 表示联立方程组中全部 的内生变量与全部的前定变量之和的总数，用 表示第 i 个方程中内生变量与前 定变量之和的总数时，第 i 个方程过度识别时，则有公式( A )成立。 i N A. B. 1 i HN M?>? 1 i HN M? =? C. D. 0 i HN?= 1 i HN M? <? 20、对自回归模型进行估计时，假定原始模型的随机扰动项满足古典线性 回归模型的所有假设，则估计量是一致估计量的模型有（ B ） A．库伊克模型 B. 局部调整模型 C. 自适应预期模型 D. 自适应预期和局部调整混合模型 二、多项选择题 1、设一阶自回归模型是库伊克模型或自适应预期模型，估计模型时可用工 具变量替代滞后内生变量，该工具变量应该满足的条件有（ A E ） A.与该滞后内生变量高度相关 B. 与其它解释变量高度相关 C.与随机误差项高度相关 D. 与该滞后内生变量不相关 E.与随机误差项不相关 2、计量经济模型的检验一般包括内容有 （ A B C D ） A、经济意义的检验 B 、统计推断的检验 C 、计量经济学的检验 D、预测检验 E 、对比检验 3、以下变量中可以作为解释变量的有 （ A B C D E ） A. 外生变量 B. 滞后内生变量 C. 虚拟变量 D. 前定变量 E. 内生变量 4、广义最小二乘法的特殊情况是（ B D ） A. 对模型进行对数变换 B. 加权最小二乘法 C. 数据的结合 D. 广义差分法 E. 增加样本容量 5、对美国储蓄与收入关系的计量经济模型分成两个时期分别建模，重建时 期是 1946—1954;重建后时期是 1955—1963，模型如下： 4 ttt 243 4 ttt XY XY 121 μλλ μλλ ++= ++= 重建后时期： 重建时期： 关于上述模型，下列说法正确的是（ A B C D ） A. 132 ,λ λλ λ==时则称为重合回归 B. 132 , 4 λ λλ λ≠ = 时称为平行回归 C. 132 , 4 λ λλ λ=≠时称为共点回归 D. 132 , 4 λ λλ λ≠ ≠ 时称为相异回归 E. 132 , 4 λ λλ λ≠=时，表明两个模型在统计意义上无差异 三、判断题 （判断下列命题正误，并说明理由） 1、线性回归模型意味着因变量是自变量的线性函数。 错 线性回归模型本质上指的是参数线性，而不是变量线性。同时，模型与 函数不是同一回事。 2、多重共线性问题是随机扰动项违背古典假定引起的。 错 应该是解释变量之间高度相关引起的。 3、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型，引入虚拟变量的个数与样 本容量大小有关。 错 引入虚拟变量的个数样本容量大小无关， 与变量属性， 模型有无截距项有关。 4、双变量模型中，对样本回归函数整体的显著性检验与斜率系数的显著性 检验是一致的。 正确 要求最好能够写出一元线性回归中， F 统计量与 t 统计量的关系， 即 的来历；或者说明一元线性回归仅有一个解释 变量，因此对斜率系数的 t 检 验等价于对方程的整体性检验。 2 Ft= 5、如果联立方程模型中某个结构方程包含了所有的变量 , 则这个方程不可 识别。 正确 没有唯一的统计形式 5 四、计算题 1、家庭消费支出（Y ）、可支配收入（ ）、个人个财富（ ）设定模型如 下： 1 X 2 X iiii XXY μβββ +++= 22110 回归分析结果为： LS // Dependent Variable is Y Date: 18/4/05 Time: 15:18 Sample: 1 10 Included observations: 10 Variable Coefficient Std. Error T-Statistic Prob. C 24.4070 6.9973 0.0101 X 2 -0.3401 0.4785 0.5002 X 3 0.0823 0.0458 0.1152 R-squared Mean dependent var 111.1256 Adjusted R-squared S.D. dependent var 31.4289 S.E. of regression Akaike info criterion 4.1338 Sum squared resid 342.5486 Schwartz criterion 4.2246 Loglikelihood -31.8585 F-statistic Durbin-Watson stat 2.4382 Prob(F-statistic) 0.0001 回答下列问题 （1）请根据上表中已有的数据，填写表中画线处缺失结果（注意给出计算步骤）； （2）模型是否存在多重共线性？为什么？ （3）模型中是否存在自相关？为什么？ n dldudldu 9 0.824 1.32 0.629 1.699 10 0.879 1.32 0.697 1.641 11 0.927 1.324 0.658 1.604 k`=1 k`=2 在0.05显著性水平下，dl和du的显著性点 答： （ 1） Variable Coefficient Std. Error T-Statistic Prob. C 24.4070 6.9973 3.4881 0.0101 - 0.3401 0.4785 2 X -0.7108 0.5002 0.0823 0.0458 2 X 1.7969 0.1152 6 R-squared 0.9615 Mean dependent var 111.1256 Adjusted R-squared 0.9505 S.D. dependent var 31.4289 S.E. of regression 6.5436 Akaike info criterion 4.1338 Sum squared resid 342.5486 Schwartz criterion 4.2246 Log likelihood - 31.8585 F-statistic 87.3336 Durbin-Watson stat 2.4382 Prob(F-statistic) 0.0001 （ 2）存在多重共线性； F统计量和 R 2 显示模型很显著，但变量的 t检验值都 偏小。 （ 3） n=10, k / =2，查表 d L =0.697； d U =1.641； 4-d L =3.303； 4-d U =2.359。 DW=2.4382>2.359，因此模型存在一阶负自相关。 2、根据某城市 1978—1998 年人均储蓄与人均收入的数据资料建立了如下回 归模型： xy 6843.1521.2187? +?= se=（340.0103）（0.0622） 2 0.9748, . . 1065.425, 0.2934, 733.6066Rse DWF== == 试求解以下问题： （1） 取时间段 1978—1985 和 1991—1998，分别建立两个模型。 模型 1： xy 3971.04415.145? +?= t=（-8.7302）（25.4269） 22 1 0.9908, 1372.202Re== ∑ 模型 2： xy 9525.1365.4602? +?= t=（-5.0660）（18.4094） 22 2 0.9826, 5811189Re== ∑ 计算 F 统计量，即 ∑∑ === 9370.4334202.13725811189 2 1 2 2 eeF ，给定 05.0=α ，查 F 分布表，得临界值 28.4)6,6( 05.0 =F 。请你继续完成上述工作，并 回答所做的是一项什么工作，其结论是什么？ （2） 利用 y 对 x 回归所得的残差平方构造一个辅助回归函数： 2 3 2 2 2 1 2 ?0188.1?4090.1?2299.12.242407? ??? +?+= tttt σσσσ 7 ,5659.0 2 =R 计算 1862.105659.0*18)( 2 ==? Rpn 给定显著性水平 05.0=α ，查 分布表，得临界值 ，其中，自由 度 p=3， 。请你继续完成上述工作，并回答所 做的是一项什么工作，其结论是什 么？ 2 χ 81.7)3( 05.0 =χ （3）试比较（1）和（2）两种方法，给出简要评价。 答： （ 1）这是异方差检验，使用的是样本分段拟和（ Goldfeld-Quant）， ，因此拒绝原假设，表明模型中存在异方差。 4334 937 4 28F..=> 2 18 0 5659 10 1862 7 81(n p)R * . . .?= = > 2 （ 2）这是异方差 ARCH 检验， ，所 以拒绝原假设，表明模型中存在异方差。 （ 3）这两种方法都是用于检验异方差。但二者适用条件不同： A、 Goldfeld-Quant 要求大样本；扰动项正态分布；可用于截面数据和时 间序列数据。 B、 ARCH 检验仅适宜于时间序列数据，且其渐进分布为 -分布。 χ 3、 Sen 和 Srivastava（1971）在研究贫富国之间期望寿命的差异时，利用 101 个国家的数据，建立了如下的回归模型： 2.40 9.39ln 3.36( (ln 7)) iii YXD=? + ? ?X  (4.37) (0.857) (2.42) R 2 =0.752 其中：X 是以美元计的人均收入； Y 是以年计的期望寿命； Sen 和 Srivastava 认为人均收入的临界值为 1097 美元（ ），若人 均收入超过 1097 美元，则被认定为富国；若人均收入低于 1097 美元，被认定为 贫穷国。 1097 7ln = （括号内的数值为对应参数估计值的 t-值）。 （1）解释这些计算结果。 （ 2）回归方程中引入 ( )ln 7 ii DX? 的原因是什么？如何解释这个回归解释变 量？ （3）如何对贫穷国进行回归？又如何对富国进行回归？ 解： （ 1）由 ，也就是说，人均收入每增加 1.7183 倍， 平均意义上各国的期望寿命会增加 9.39 岁。若当为富国时， 1 2 7183ln X X .=? = 1 i D = ，则平均意义 8 上，富国的人均收入每增加 1.7183 倍，其期望寿命就会减少 3.36 岁，但其截距 项的水平会增加 23.52，达到 21.12 的水平。但从统计检验结果看，对数人均收 入 lnX 对期望寿命 Y 的影响并不显著。方程的拟合情 况良好，可进一步进行多 重共线性等其他计量经济学的检验。 （ 2）若 代表富国，则引入1 i D = ( )ln 7 ii DX? 的原因是想从截距和斜率两个 方面考证富国的影响，其中，富国的截距为 ( )2.40 3.36 7 21.12?+×= () 9.39 3.36 6.03?= 1 0 i D ? = ? ? 若为贫穷国 若为富国 ((7ln ) ii DX? ，斜率为 ，因此，当富国的人均收入每增加 1.7183 倍，其期望寿命会 增加 6.03 岁。 （ 3）对于贫穷国，设定 ，则引入的虚拟解释变量的形式 为 ；对于富国，回归模型形式不变。 9