計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末考試標(biāo)準(zhǔn)試題計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一答案4計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二9計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二答案11計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三15計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案18計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四22計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題四答案25計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一課程號(hào)：課序號(hào)：開(kāi)課系：數(shù)量經(jīng)濟(jì)系一、判斷題（20 分）1 線性回歸模型中，解釋變量是原因，被解釋變量是結(jié)果。（）2多元回歸模型統(tǒng)計(jì)顯著是指模型中每個(gè)變量都是統(tǒng)計(jì)顯著的。（）3在存在異方差情況下，常用的 OLS 法總是高估了估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。（）4總體回歸線是當(dāng)解釋變量取給定值時(shí)因變量的條件均值的軌跡。（）5線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。（）6判定系數(shù) R 2 的大小不受到回歸模型中所包含的解釋變量個(gè)數(shù)的影響。（）7多重共線性是一種隨機(jī)誤差現(xiàn)象。 （）8當(dāng)存在自相關(guān)時(shí)，OLS 估計(jì)量是有偏的并且也是無(wú)效的。（）9在異方差的情況下，OLS 估計(jì)量誤差放大的原因是從屬回歸的 R2 變大。（）10任何兩個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的 R2 都是可以比較的。（）二 簡(jiǎn)答題（10）1計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的基本步驟。（4 分）2舉例說(shuō)明如何引進(jìn)加法模式和乘法模式建立虛擬變量模型。 （6 分）三下面是我國(guó) 1990-2003 年 GDP 對(duì) M1 之間回歸的結(jié)果。（5 分）ln(GDP) = 1.37+0.76ln(M1)se(0.15)()t()( 23)P (t 1.782)= 0.05,自由度；=121求出空白處的數(shù)值，填在括號(hào)內(nèi)。（2 分）2系數(shù)是否顯著，給出理由。（3 分）四 試述異方差的后果及其補(bǔ)救措施。（10 分）五多重共線性的后果及修正措施。（10 分）六 試述 D-W 檢驗(yàn)的適用條件及其檢驗(yàn)步驟？（10 分）七 （15 分）下面是宏觀經(jīng)濟(jì)模型Mt = C(1)* Pt + C(2)*Yt + C (3)* It + C (4)* Mt -1 + utDIt = C (5)* Mt + C (6)*Yt + utCYt = C (7)* It + utA變量分別為貨幣供給 M 、投資 I 、價(jià)格指數(shù) P 和產(chǎn)出Y 。1指出模型中哪些是內(nèi)是變量，哪些是外生變量。（5 分）2對(duì)模型進(jìn)行識(shí)別。（4 分）3指出恰好識(shí)別方程和過(guò)度識(shí)別方程的估計(jì)方法。（6 分）八、（20 分）應(yīng)用題為了研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)債之間的關(guān)系，建立回歸模型。得到的結(jié)果如下：Dependent Variable: LOG(GDP)Method: Least SquaresDate: 06/04/05 Time: 18:58Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C6.030.1443.20LOG(DEBT)0.650.0232.80R-squared0.981Mean dependent var10.53Adjusted R-squared0.983S.D. dependent var0.86S.E. of regression0.11Akaike info criterion-1.46Sum squared resid0.21Schwarz criterion-1.36Log likelihood15.8F-statistic1075.5Durbin-Watson stat0.81Prob(F-statistic)0若k顯=著2,性n水=19,平d= 1.074, d = 1.536,0.05LU其中， GDP 表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，DEBT 表示國(guó)債發(fā)行量。（1）寫(xiě)出回歸方程。（2 分）（2）解釋系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義？（4 分）（3）模型可能存在什么問(wèn)題？如何檢驗(yàn)？（7 分）（4）如何就模型中所存在的問(wèn)題，對(duì)模型進(jìn)行改進(jìn)？（7 分）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題一答案一、判斷題（20 分）1 線性回歸模型中，解釋變量是原因，被解釋變量是結(jié)果。（F）2多元回歸模型統(tǒng)計(jì)顯著是指模型中每個(gè)變量都是統(tǒng)計(jì)顯著的。（F）3在存在異方差情況下，常用的 OLS 法總是高估了估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。（F）4總體回歸線是當(dāng)解釋變量取給定值時(shí)因變量的條件均值的軌跡。（Y）5線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。（F）6判定系數(shù) R 2 的大小不受回歸模型中所包含的解釋變量個(gè)數(shù)的影響。（ F ）7多重共線性是一種隨機(jī)誤差現(xiàn)象。 （F）8當(dāng)存在自相關(guān)時(shí)，OLS 估計(jì)量是有偏的并且也是無(wú)效的。（ F ）9在異方差的情況下， OLS 估計(jì)量誤差放大的原因是從屬回歸的 R2 變大。（ F ）10任何兩個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的 R2 都是可以比較的。（ F ）二 簡(jiǎn)答題（10）1計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的基本步驟。（4 分）答：1）經(jīng)濟(jì)理論或假說(shuō)的陳述2) 收集數(shù)據(jù)3）建立數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)模型4）建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型5）模型系數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)6）模型的選擇7）理論假說(shuō)的選擇8）經(jīng)濟(jì)學(xué)應(yīng)用2舉例說(shuō)明如何引進(jìn)加法模式和乘法模式建立虛擬變量模型。 （6 分）答案：設(shè) Y 為個(gè)人消費(fèi)支出；X 表示可支配收入，定義D2t12季度D3t13季度14季度= 0其他= 0其他D4t = 0其他如果設(shè)定模型為Yt = B1 + B2 D2t + B3 D3t + B4 D4t + B5 Xt + ut此時(shí)模型僅影響截距項(xiàng)，差異表現(xiàn)為截距項(xiàng)的和，因此也稱(chēng)為加法模型。如果設(shè)定模型為Yt = B1 + B2 D2t + B3 D3t + B4 D4t + B5 Xt+ B6 (D2t Xt )+ B7 (D3t Xt )+ B8 (D4t Xt )+ ut此時(shí)模型不僅影響截距項(xiàng)，而且還影響斜率項(xiàng)。差異表現(xiàn)為截距和斜率的雙重變化，因此也稱(chēng)為乘法模型。三下面是我國(guó) 1990-2003 年 GDP 對(duì) M1 之間回歸的結(jié)果。（5 分）ln(GDP) = 1.37+0.76ln(M1)se(0.15)( 0.033)t( 9.13)( 23)P (t 1.782)= 0.05,自由度；=123 求出空白處的數(shù)值，填在括號(hào)內(nèi)。（2 分）4 系數(shù)是否顯著，給出理由。（3 分）答：根據(jù) t 統(tǒng)計(jì)量，9.13 和 23 都大于 5%的臨界值，因此系數(shù)都是統(tǒng)計(jì)顯著的。四 試述異方差的后果及其補(bǔ)救措施。（10 分）答案：后果：OLS 估計(jì)量是線性無(wú)偏的，不是有效的，估計(jì)量方差的估計(jì)有偏。建立在 t 分布和F 分布之上的置信區(qū)間和假設(shè)檢驗(yàn)是不可靠的。補(bǔ)救措施：加權(quán)最小二乘法（WLS）1假設(shè)i2 已知，則對(duì)模型進(jìn)行如下變換：Yi=B1+ BXi+uiii2ii2如果i2 未知（1）誤差與 Xi 成比例：平方根變換。Yi=B1+ BXi+uiXi2XiXiXi可見(jiàn)，此時(shí)模型同方差，從而可以利用 OLS 估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)。（2） 誤差方差和 Xi2 成比例。即 E (ui2 )=2 Xi2Yi=B1+ BXi+uiXiXiXiXi23 重新設(shè)定模型：五多重共線性的后果及修正措施。（10 分）1） 對(duì)于完全多重共線性，后果是無(wú)法估計(jì)。對(duì)于高度多重共線性，理論上不影響 OLS 估計(jì)量的最優(yōu)線性無(wú)偏性。但對(duì)于個(gè)別樣本的估計(jì)量的方差放大，從而影響了假設(shè)檢驗(yàn)。實(shí)際后果：聯(lián)合檢驗(yàn)顯著，但個(gè)別系數(shù)不顯著。估計(jì)量的方差放大，置信區(qū)間變寬，t 統(tǒng)計(jì)量變小。對(duì)于樣本內(nèi)觀測(cè)值得微小變化極敏感。某些系數(shù)符號(hào)可能不對(duì)。難以解釋自變量對(duì)應(yīng)變量的貢獻(xiàn)程度。2）補(bǔ)救措施：剔出不重要變量；增加樣本數(shù)量；改變模型形式；改變變量形式；利用先驗(yàn)信息。六 試述 D-W 檢驗(yàn)的適用條件及其檢驗(yàn)步驟？（10 分）答案：使用條件：1）回歸模型包含一個(gè)截距項(xiàng)。2）變量 X 是非隨機(jī)變量。3）擾動(dòng)項(xiàng)的產(chǎn)生機(jī)制： ut =ut -1 + vt-1 1。4）因變量的滯后值不能作為解釋變量出現(xiàn)在回歸方程中。檢驗(yàn)步驟1）進(jìn)行 OLS 回歸，并獲得殘差。2）計(jì)算 D 值。3）已知樣本容量和解釋變量個(gè)數(shù)，得到臨界值。4）根據(jù)下列規(guī)則進(jìn)行判斷：零假設(shè)決策條件無(wú)正的自相關(guān)拒絕0 d dL無(wú)正的自相關(guān)無(wú)法確定dL d dU無(wú)負(fù)的自相關(guān)拒絕4 - dL d 4無(wú)負(fù)的自相關(guān)無(wú)法決定4 - dU d 4 - dL無(wú)正的或者負(fù)的自相關(guān)接受dU d 4 - dU七 （15 分）下面是宏觀經(jīng)濟(jì)模型Mt = C(1)* Pt + C(2)*Yt + C (3)* It + C (4)* Mt -1 + utDIt = C (5)* Mt + C (6)*Yt + utCYt = C (7)* It + utA變量分別為貨幣供給 M 、投資 I 、價(jià)格指數(shù) P 和產(chǎn)出 Y 。4 指出模型中哪些是內(nèi)生變量，哪些是外生變量。（5 分）答：內(nèi)生變量為貨幣供給 Mt 、投資 It 和產(chǎn)出 Yt 。外生變量為滯后一期的貨幣供給 Mt -1 以及價(jià)格指數(shù) Pt5 對(duì)模型進(jìn)行識(shí)別。（4 分）答：根據(jù)模型識(shí)別的階條件方程（1）：k=0 B3 ，你得出什么結(jié)論？六、什么是自相關(guān)？杜賓瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件和步驟是什么？（15 分）Q = A + A P + A Xt+ u1tt12 t3七、考慮下面的聯(lián)立方程模型： Qt = B1 + B2 Pt + u2t其中， P ， Q 是內(nèi)生變量， X 是外生變量， u 是隨機(jī)誤差項(xiàng)（15 分）1、求簡(jiǎn)化形式回歸方程？2、判定哪個(gè)方程是可識(shí)別的（恰好或過(guò)度）？3、對(duì)可識(shí)別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計(jì)，為什么？計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題二答案一、判斷正誤（20 分）1.隨機(jī)誤差項(xiàng) ui 和殘差項(xiàng) ei 是一回事。（ F）2.給定顯著性水平 a 及自由度，若計(jì)算得到的t值超過(guò)臨界的 t 值，我們將接受零假設(shè)（ F ）利用 OLS 法求得的樣本回歸直線Yt = b1+ b2 X t 通過(guò)樣本均值點(diǎn) () 。（ T3.X,Y）4.判定系數(shù) R 2 = TSS ESS 。（ F ）5. 整個(gè)多元回歸模型在統(tǒng)計(jì)上是顯著的意味著模型中任何一個(gè)單獨(dú)的變量均是統(tǒng)計(jì)顯著的。（ F ）6. 雙對(duì)數(shù)模型的 R 2 值可以與對(duì)數(shù)線性模型的相比較，但不能與線性對(duì)數(shù)模型的相比較。（ T ）7. 為了避免陷入虛擬變量陷阱，如果一個(gè)定性變量有 m 類(lèi)，則要引入 m 個(gè)虛擬變量。（ F ）8. 在存在異方差情況下，常用的 OLS 法總是高估了估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。（ T ）9. 識(shí)別的階條件僅僅是判別模型是否可識(shí)別的必要條件而不是充分條件。（ T ）10. 如果零假設(shè) H0：B2=0，在顯著性水平 5%下不被拒絕，則認(rèn)為 B2 一定是 0。 （ F）二、以一元回歸為例敘述普通最小二乘回歸的基本原理。(10 分)解：依據(jù)題意有如下的一元樣本回歸模型：Yt = b1 + b2 Xt + et(1)普通最小二乘原理是使得殘差平方和最小，即min Q = min et2 = min (Yt - b1 - b2 Xt )2(2)根據(jù)微積分求極值的原理，可得Q = 0 Q = -2(Yt - b1 - b2 Xt ) = 0(3)b1b1Q= 0 Q= -2(Yt - b1 - b2 Xt ) Xt = 0(4)b2b2將(3)和(4)式稱(chēng)為正規(guī)方程，求解這兩個(gè)方程，我們可得到：Yi = nb1 + b2 XiYi Xi = b1 Xi + b2 Xi2(5)解得：b1 = Y- b2 Xb= xi yi2 xi2其中 xi = Xi - X , yi = Yi - Y ，表示變量與其均值的離差。三、下面是利用 1970-1980 年美國(guó)數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。其中 Y 表示美國(guó)咖啡消費(fèi)（杯/日.人），X 表示平均零售價(jià)格（美元/磅）。（15 分）注： t / 2 (9)= 2.262 ， t / 2 (10) = 2.228= 2.6911 - 0.4795XtYtse= (0.1216) (a )t值 =（b ）42.06R2 = 0.66281. 寫(xiě)空白處的數(shù)值啊 a，b。（0.0114，22.066）2. 對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。3. 解釋斜率系數(shù) B2 的含義，并給出其 95%的置信區(qū)間。解：1. （0.0114，22.066）2. B1 的顯著性檢驗(yàn)： t = 22.066 t / 2 (9) = 2.262 ，所以 B1 是顯著的。B2 的顯著性檢驗(yàn)： t = 42.06 t / 2 (9) = 2.262 ，所以 B2 是顯著的。3. B2 表示每磅咖啡的平均零售價(jià)格每上升 1 美元，每人每天的咖啡消費(fèi)量減少0.479 杯。P(-2.262 t 2.262) = 0.95b2- B2- 2.262 2.262= 0.95Pse(b2 )P(b2- 2.262se(b2 ) B2 b2+ 2.262se(b2 )= 0.95B2 的 95%的置信區(qū)間為：-0.479 - 0.026 , - 0.479 + 0.026 -0.505454 , - 0.454四、若在模型： Yt = B1 + B2 X t + ut 中存在下列形式的異方差： var(ut ) = 2 X t3 ，你如何估計(jì)參數(shù) B1, B2 （10 分）解：對(duì)于模型Yt = B1 + B2 X t + ut（1）存在下列形式的異方差：var(u) = 2 X 3Xt3tt ，我們可以在(1)式左右兩端同時(shí)除以，可得Yt= B1+ BXt+utXt31Xt32Xt3Xt3= B1+ BXt+ v1X 32X 3t（2）tt其中vt =utXt3代表誤差修正項(xiàng)，可以證明var(v ) = var(ut) =1var(u) =12 X 3= 2tXt3Xt3tXt3t即 vt 滿足同方差的假定，對(duì)(2)式使用 OLS，即可得到相應(yīng)的估計(jì)量。五、考慮下面的模型： Yt = B0+ B1 X t + B2 D2t + B3 D3t + B4 D4t + ut 其中，Y 表示大學(xué)教師的年薪收入，X 表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別（男、女）、學(xué)歷（本科、碩士、博士）的影響。按照下面的方式引入虛擬變量：（15 分）1, 男教師1, 碩士1, 博士D2 = ，女教師D3 = ，其他D4 = ，其他0001. 基準(zhǔn)類(lèi)是什么？2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號(hào)。3. 若 B4 B3 ，你得出什么結(jié)論？ 解：1. 基準(zhǔn)類(lèi)為本科女教師。2. B1 表示工齡對(duì)年薪的影響，即工齡每增加 1 單位，平均而言，年薪將增加 B1 個(gè)單位。預(yù)期符號(hào)為正，因?yàn)殡S著年齡的增加，工資應(yīng)該增加。B2 體現(xiàn)了性別差異。B3 和 B4 體現(xiàn)了學(xué)歷差異，預(yù)期符號(hào)為正。3. B4 B3 說(shuō)明，博士教師的年薪高于碩士教師的年薪。六、什么是自相關(guān)？杜賓瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件和步驟是什么？（15 分）解：自相關(guān)，在時(shí)間（如時(shí)間序列數(shù)據(jù)）或者空間（如在截面數(shù)據(jù)中）上按順序排列的序列的各成員之間存在著相關(guān)關(guān)系。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中指回歸模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間存在相關(guān)關(guān)系。用符號(hào)表示：cov(ui ,u j ) = E(uiu j ) 0i j杜賓瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件為：（1）回歸模型包括截距項(xiàng)。（2）變量 X 是非隨機(jī)變量。（3）擾動(dòng)項(xiàng) ut 的產(chǎn)生機(jī)制是ut =ut -1 + vt(-1 1 , 表示自相關(guān)系數(shù)）上述這個(gè)描述機(jī)制我們稱(chēng)為一階自回歸模型，通常記為 AR(1)。（4）在回歸方程的解釋變量中，不包括把因變量的滯后變量。即檢驗(yàn)對(duì)于自回歸模型是不使用的。杜賓瓦爾森檢驗(yàn)的步驟為：(1)進(jìn)行 OLS 的回歸并獲得 et。(2)計(jì)算 d 值。(3)給定樣本容量 n 和解釋變量 k 的個(gè)數(shù)，從臨界值表中查得 dL 和 dU。(4)根據(jù)相應(yīng)的規(guī)則進(jìn)行判斷。Q = A + A P + A Xt+ u1tt12 t3七、考慮下面的聯(lián)立方程模型： Qt = B1 + B2 Pt + u2t其中， P ， Q 是內(nèi)生變量， X 是外生變量， u 是隨機(jī)誤差項(xiàng)（15 分）1、求簡(jiǎn)化形式回歸方程？2、判定哪個(gè)方程是可識(shí)別的（恰好或過(guò)度）？3、對(duì)可識(shí)別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計(jì)，并簡(jiǎn)述基本過(guò)程？解 1.Pt = P1 + P2 X t + v1t其中：P1=B1 - A1，P2= -A3, v= u2t - u1tA2- B21tA2 - B2A2 - B2Qt = P3 + P4 X t + v2t其中：P3=A2 B1 - A1B2，P4= -A3 B2, v=A2u2t - B2u1tA2 - B2A2 - B21tA2- B22. 根據(jù)階判斷條件，m = 2,對(duì)于第一個(gè)方程，k=0，k B3 ，你得出什么結(jié)論？五、若在模型： Yt = B1 + B2 X t + ut 中存在下列形式的異方差：Var(ut ) = 2 X t3 ，你如何估計(jì)參數(shù) B1, B2 （10 分）六、簡(jiǎn)述自相關(guān)后果。對(duì)于線性回歸模型 Yt = B1 + B2 X1t + B3 X 2t + ut ，如果存在 ut = ut-1 + vt 形式的自相關(guān)，應(yīng)該采取哪些補(bǔ)救措施？（15 分）Q = A + A P + A Xt+ A W + u1tt12 t34t七、考慮下面的聯(lián)立方程模型： Qt = B1 + B2 Pt+ u2t其中， P ， Q 是內(nèi)生變量， X ，W 是外生變量， u 是隨機(jī)誤差項(xiàng)（15 分）1、求出簡(jiǎn)化形式的回歸方程？2、利用模型識(shí)別的階條件，判定哪個(gè)方程是可識(shí)別的（恰好或過(guò)度）？3、對(duì)可識(shí)別方程，你將用哪種方法進(jìn)行估計(jì)，為什么？計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案一、判斷正誤（20 分）1. 回歸分析用來(lái)處理一個(gè)因變量與另一個(gè)或多個(gè)自變量之間的因果關(guān)系。（ F ）2. 擬合優(yōu)度 R2 的值越大，說(shuō)明樣本回歸模型對(duì)總體回歸模型的代表性越強(qiáng)。（ T ）3. 線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。（ F ）4. 引入虛擬變量后，用普通最小二乘法得到的估計(jì)量仍是無(wú)偏的。（ T ）5. 多重共線性是總體的特征。（ F ）6. 任何兩個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的 R2 都是可以比較的。（ F ）7. 異方差會(huì)使 OLS 估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差高估，而自相關(guān)會(huì)使其低估。（ F ）8. 杜賓瓦爾森檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)出任何形式的自相關(guān)。（ F ）9. 異方差問(wèn)題總是存在于橫截面數(shù)據(jù)中，而自相關(guān)則總是存在于時(shí)間序列數(shù)據(jù)中。（ F ）10. 內(nèi)生變量的滯后值仍然是內(nèi)生變量。（ F ）二、選擇題（20 分）1.在同一時(shí)間不同統(tǒng)計(jì)單位的相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)組合，是（ D ）A. 原始數(shù)據(jù)B. Pool 數(shù)據(jù)C. 時(shí)間序列數(shù)據(jù) D. 截面數(shù)據(jù)2.下列模型中屬于非線性回歸模型的是（ C ）A. Y = 0 + 1 ln X + uB. Y = 0 + 1 X + 2 Z + uC. Y = 0 + X 1 + uD. Y = 0 + 1 / X + u3.半對(duì)數(shù)模型 Y = 0 + 1 ln X+ u 中，參數(shù) 1 的含義是（ C）A. X 的絕對(duì)量變化，引起 Y 的絕對(duì)量變化B. Y 關(guān)于 X 的邊際變化C. X 的相對(duì)變化，引起 Y 的期望值絕對(duì)量變化D. Y 關(guān)于 X 的彈性4. 模型中其數(shù)值由模型本身決定的變量是（ B ）A、外生變量B、內(nèi)生變量C、前定變量D、滯后變量5. 在模型 Yt = 1 + 2 X 2t + 3 X 3t + ut 的回歸分析結(jié)果報(bào)告中， F 統(tǒng)計(jì)量的p值 = 0.0000 ，則表明（ C ）A. 解釋變量 X 2t 對(duì) Yt 的影響是顯著的B. 解釋變量 X 3t 對(duì) Yt 的影響是顯著的C. 解釋變量 X 2t 和 X 3t 對(duì) Yt 的聯(lián)合影響是顯著的D. 解釋變量 X 2t 和 X 3t 對(duì) Yt 的聯(lián)合影響不顯著6. 根據(jù)樣本資料估計(jì)人均消費(fèi)支出 Y 對(duì)人均收入 X 的回歸模型為lnYi = 2.00 + 0.75ln X i ，這表明人均收入每增加 1，人均消費(fèi)支出將增加（ B）A. 0.2% B. 0.75%C. 2%D. 7.5%7. 如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計(jì)量是（ A）A. 無(wú)偏的，非有效的B. 有偏的，非有效的C. 無(wú)偏的，有效的D. 有偏的，有效的8. 在回歸模型滿足 DW 檢驗(yàn)的前提條件下，當(dāng) d 統(tǒng)計(jì)量等于 2 時(shí)，表明（ C）A. 存在完全的正自相關(guān)B. 存在完全的負(fù)自相關(guān)C. 不存在自相關(guān)D. 不能判定9.將一年四個(gè)季度對(duì)被解釋變量的影響引入到包含截距項(xiàng)的回歸模型當(dāng)中，則需要引入虛擬變量的個(gè)數(shù)為 （ C）A. 5B. 4C. 3D. 210.在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中，對(duì)模型中的每一個(gè)隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最小二乘法得到的估計(jì)參數(shù)是（ B）A. 有偏但一致的B. 有偏且不一致的C. 無(wú)偏且一致的D. 無(wú)偏但不一致的三、下表給出了三變量模型的回歸的結(jié)果：（10 分）方差來(lái)源平方和自由度（d.f）平方和的均值（MSS）來(lái)自回歸(ESS)106.58253.29來(lái)自殘差(RSS)1.8170.106總離差(TSS)108.3819注：保留 3 位小數(shù)，可以使用計(jì)算器。在 5%的顯著性水平下，本題的 F= 4.45 。1. 完成上表中空白處內(nèi)容。2. 求 R2 與 R 2 。3. 利用 F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn) X 2 和 X 3 對(duì) Y 的聯(lián)合影響，寫(xiě)出簡(jiǎn)要步驟。答案： 1. 見(jiàn)題R2 =ESS=106.58= 0.9822.TSS108.38= 1 - (1 - R2 )n -1= 1 - (1 - 0.982)19= 0.980R2n - k173.可以利用 F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn) X 2 和 X 3 對(duì) Y 的聯(lián)合影響。F =ESS / 253.29（或 F =R2 /(k -1)= 502.736）(1 - R2 ) /(n - k)RSS /170.106因?yàn)?F F= 4.45 ， X 2 和 X 3 對(duì) Y 的聯(lián)合影響是顯著的。四、考慮下面的模型： Yt = B0+ B1 X t+ B2 D2t + B3 D3t + B4 D4t + ut 其中，Y 表示大學(xué)教師的年薪收入，X 表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別、學(xué)歷的影響。按照下面的方式引入虛擬變量：（10 分）1, 他他他1, 他他D41,他他D2 = 他 他他他D3 = 他 他他= 他他他0001. 基準(zhǔn)類(lèi)是什么？2. 解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號(hào)。3. 若 B4 B3 ，你得出什么結(jié)論？答案：1. 基準(zhǔn)類(lèi)是本科學(xué)歷的女教師。2. B0 表示剛參加工作的本科學(xué)歷女教師的收入，所以 B0 的符號(hào)為正。B1 表示在其他條件不變時(shí)，工齡變化一個(gè)單位所引起的收入的變化，所以B1 的符號(hào)為正。B2 表示男教師與女教師的工資差異，所以 B2 的符號(hào)為正。B3 表示碩士學(xué)歷與本科學(xué)歷對(duì)工資收入的影響，所以 B3 的符號(hào)為正。B4 表示博士學(xué)歷與本科學(xué)歷對(duì)工資收入的影響，所以 B4 的符號(hào)為正。3. 若 B4 B3 ，說(shuō)明博士學(xué)歷的大學(xué)教師比碩士學(xué)歷的大學(xué)教師收入要高。五、若在模型： Yt = B1 + B2 X t + ut 中存在下列形式的異方差：Var(ut ) =2 X t3 ，你如何估計(jì)參數(shù) B1, B2 （10 分）答案：使用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型中的參數(shù) B1 ， B2 。在模型 Yt = B1 + B2 X t + ut 的兩邊同時(shí)除以 X t3 ，我們有：Yt=B11+ B21+utX t3X t3X tX t3*YtutYt=vt=