1、1、回歸分析中使用的距離是點(diǎn)到直線的垂直坐標(biāo)距離。最小二乘準(zhǔn)則是指（nA .使 （Y Y?）達(dá)到最小值 t 1nB.使Yt Yt |達(dá)到最小值t 1nC.使(Yt Yt)2達(dá)到最小值t 1nD.使（Yt Y?）2達(dá)到最小值t 12、根據(jù)樣本資料估計(jì)得出人均消費(fèi)支出Y對(duì)人均收入X的回歸模型為InY? 2.0 0.75lnXi,這表明人均收入每增加1%,人均消費(fèi)支出將增加A.B. %C. 2D. %B. FR2/(1 R2)(k-1)/(n k)C. FR22(1 R2)/(nk)D. F2R2 /(k1)_2(1R2)3、設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)，n為樣本容量。則對(duì)總體回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)的

2、 F統(tǒng)計(jì)量與可決系數(shù)R2之間的關(guān)系為（）A.F R2/(n k)(1R2)/(k 1)6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS則RSS的自由度為（9、已知五個(gè)解釋變量線形回歸模型估計(jì)的殘差平方和為et2 800，樣本容量為46，則隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差估計(jì)量?2為（1、經(jīng)典線性回歸模型運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，下列哪些假定是正確的C. E(uiuj) 02A.E(Ui ) 0 B. Var(U i)i2D.隨機(jī)解釋變量X與隨機(jī)誤差ui 不相關(guān)E. Ui N(0,：)2、對(duì)于二元樣本回歸模型Yi1X1i；X2iei ,下列各式成立的有（A. ei0B. ei X1iC. ei X 2i 0D

3、eiYi0 E X1iX2i 0.4、能夠檢驗(yàn)多重共線性的方法有（A.簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法B. t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)綜合判斷法檢驗(yàn)法C. DW檢驗(yàn)法E.輔助回歸法計(jì)算題1、為了研究我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，建立投資（Xi,億元）與凈出口（ X2,億元）與國Y ，億元）的線性回歸方程并用13 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：2R2=F=582n=13問題如下：從經(jīng)濟(jì)意義上考察模型估計(jì)的合理性；（3分）22 .一.估計(jì)修正可決系數(shù)R，并對(duì)R作解釋；（3分）在5%的顯著性水平上，分別檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性；在 5%顯著性水平上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯著性。（tog"） 2.16, Fo.o5（2,10） 4.10） （4

4、 分）2、已知某市33個(gè)工業(yè)行業(yè)2000年生產(chǎn)函數(shù)為：（共20分）Q=AL ?K?eu1 .說明?、？的經(jīng)濟(jì)意義。（5分）2 .寫出將生產(chǎn)函數(shù)變換為線性函數(shù)的變換方法。（5分）3 .假如變換后的線性回歸模型的常數(shù)項(xiàng)估計(jì)量為°,試寫出A的估計(jì)式。（5分）4 .此模型可能不滿足哪些假定條件，可以用哪些檢驗(yàn)（5分）3、對(duì)于人均存款與人均收入之間的關(guān)系式*以+ % ,使用美國36年的年度數(shù)據(jù),得到如下彳&計(jì)模型（括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差）：爐=0.535（1），的經(jīng)濟(jì)解釋是什么？（5分）（2）（2） &和/的符號(hào)是什么？為什么？實(shí)際的符號(hào)與你的直覺一致嗎 ？如果有沖突的 話，你可以給出

5、可能的原因嗎 ？（ 7分） 你對(duì)于 擬合優(yōu)度有 什么看法嗎？（ 5分）（4） ?檢驗(yàn)是否每一個(gè)回歸系數(shù)都與 零顯著不同（在1 %水平下）。同時(shí)對(duì)零假設(shè)和 備擇 假設(shè)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值及其分布和自由度，以及拒絕零假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行陳述。你的結(jié)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(zhì)？隨機(jī)誤差項(xiàng)與產(chǎn)生的原因是什么？一、判斷題（20分）1 .隨機(jī)誤差項(xiàng) 和殘差項(xiàng) 嗎是一回事。（）2 .給定顯著性水平”及自由度，若計(jì)算得到的 M值超過臨界的t值，我們將接受零假 設(shè)（）3 /一屐的。（）4 .多元回歸模型中，任何一個(gè)單獨(dú)的變量均是統(tǒng)計(jì)不顯著的，則整個(gè)模型在統(tǒng)計(jì)上是

6、不顯著的。（）5 .雙對(duì)數(shù)模型的 衣2值可與線性模型的相比較，但不能與對(duì)數(shù)-線性模型的相比較（）公在模型中引入解釋變量的多個(gè)滯后項(xiàng)容易產(chǎn)生多重共線性口 67一、計(jì)算題3答案：對(duì)于人均存款與人均收入之間的關(guān)系式*二以+/耳+%,使用美國36年的年度數(shù)據(jù)，得到如下估計(jì)模型（括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差）：=0,538（1）啰的經(jīng)濟(jì)解釋是什么？（ 5分）答：足為收入的邊際儲(chǔ)蓄傾向，表示人均收入每增加1美元時(shí)人均儲(chǔ)蓄的預(yù)期平均變化量。（2）笈和 內(nèi)的符號(hào)是什么？為什么？實(shí)際的符號(hào)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(shí)，家庭仍會(huì)有支出，可預(yù)期零收入時(shí)的平均儲(chǔ)蓄為負(fù)

7、，因此 以符號(hào)應(yīng)為負(fù)。儲(chǔ)蓄是收入的一部分，且會(huì)隨著收入的增加而增加，因此預(yù)期的符號(hào)為正。實(shí)際回歸式中，力的符號(hào)為正，與預(yù)期的一致；但截距項(xiàng)為正，與預(yù)期不符。這可能是由于模的 錯(cuò)誤設(shè)定造成的。例如，家庭的人口數(shù)可能影響家庭的儲(chǔ)蓄行為，省略該變量將對(duì)截距項(xiàng) 的估計(jì)產(chǎn)生影響；另一種可能就是線性設(shè)定可能不正確 你對(duì)于 擬合優(yōu)度有 什么看法嗎？（ 5分）答：擬合優(yōu)度刻畫解釋變量對(duì)被解釋變量變化的解釋能力。模型中 的擬合優(yōu)度表明收 入的變化可以解釋儲(chǔ)蓄中 的變動(dòng)。（4） ?檢驗(yàn)是否每一個(gè)回歸系數(shù)都與 零顯著不同（在1 %水平下）。同時(shí)對(duì)零假設(shè) 和備擇假設(shè)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值及其分布和自由度，以及拒絕零假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)

8、行陳述。你的結(jié)論 是什么？（ 8分）答：檢驗(yàn)單個(gè)參數(shù)采用t檢驗(yàn)，零假設(shè)為參數(shù)為零，備擇假設(shè)為參數(shù)不為零。雙變量情形 下，在零假設(shè)下t分布的自由度為 屋-2=36-2 = 34。由t分布表可知，雙側(cè)1%下的 臨界值位于 與 之間。斜率項(xiàng)計(jì)算的f值為 / = 截距項(xiàng)計(jì)算的，值為 / =?？?見斜率項(xiàng)計(jì)算的t值大于臨界值，截距項(xiàng)小于臨界值，因此拒絕斜率項(xiàng)為零的假設(shè)，但不 拒絕截距項(xiàng)為零的假設(shè)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)練習(xí)題、單項(xiàng)選擇題（本大題共20小題，每小題1分，共20分）1 .弗里希將計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)定義為（）A.經(jīng)濟(jì)理論、統(tǒng)計(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)三者的結(jié)合B.管理學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)三者的結(jié)合C.管理學(xué)、會(huì)計(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)三者的結(jié)合D

9、.經(jīng)濟(jì)學(xué)、會(huì)計(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)三者的結(jié)合2 .有關(guān)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的描述正確的為（A.經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定性關(guān)系B.經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定量關(guān)系，用確定性的數(shù)學(xué)方程加以描述C.經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定量關(guān)系，用隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述D. 經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型揭示經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各個(gè)因素之間的定性關(guān)系，用隨機(jī)性的數(shù)學(xué)方程加以描述3.系統(tǒng)誤差是由系統(tǒng)因素形成的誤差。系統(tǒng)因素是指()A.那些對(duì)被解釋變量的作用顯著，作用方向穩(wěn)定，重復(fù)試驗(yàn)也不可能相互抵消的因素B.那些對(duì)被解釋變量的作用顯著，作用方向不穩(wěn)定，重復(fù)試驗(yàn)也不可能相互抵消的因素C.那些對(duì)被解釋變量的作用顯著

10、，作用方向不穩(wěn)定，重復(fù)試驗(yàn)相互抵消的因素D. 那些對(duì)被解釋變量的作用顯著，作用方向穩(wěn)定，重復(fù)試驗(yàn)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(duì)被解釋變量的依賴關(guān)系B.研究解釋變量和被解釋變量的相關(guān)關(guān)系C.研究被解釋變量對(duì)解釋變量的依賴關(guān)系D. 研究解釋變量之間的依賴關(guān)系5.在X與Y的相關(guān)分析中()是隨機(jī)變量，Y 是非隨機(jī)變量和 Y 都是隨機(jī)變量6 .隨機(jī)誤差項(xiàng)是指（）A.不可觀測(cè)的因素所形成的誤差C.預(yù)測(cè)值Yi與實(shí)際值丫的偏差是隨機(jī)變量，X 是非隨機(jī)變量和 Y 均為非隨機(jī)變量的測(cè)量誤差D.個(gè)別的Xi圍繞它的期望值的離差7 .按照經(jīng)典假設(shè)，線性回歸模型中的解釋變量應(yīng)為非隨機(jī)變量，且

11、（）A.與被解釋變量Yi不相關(guān)B.與隨機(jī)誤差項(xiàng)Ui不相關(guān)C.與回歸值值Y?不相關(guān)D.與殘差項(xiàng)e不相關(guān)8 .判定系數(shù)R2的取值范圍為（）<R2< 1<R2< 4<R2<2<R2<49 .在一元回歸模型中，回歸系數(shù)2通過了顯著性t檢驗(yàn)，表示（）A. 2金0B. ?2金。C. 20, ?2 =0D. 2=0, ?2*010 .根據(jù)判定系數(shù)R2與F統(tǒng)計(jì)量的關(guān)系可知，當(dāng)R2=1時(shí)，有（）=-1=0=111 .當(dāng)存在異方差時(shí)，使用普通最小二乘法得到的估計(jì)量是A.有偏估計(jì)量C.無效估計(jì)量12 .懷特檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)()A.序列相關(guān)C.多重共線性13 .序列相關(guān)是

12、指回歸模型中()A.解釋變量X的不同時(shí)期相關(guān)C.解釋變量X與隨機(jī)誤差項(xiàng)u之間相關(guān)檢驗(yàn)適用于檢驗(yàn)()A.異方差C.多重共線性15設(shè)Yi= 0iXi Ui , Yi=居民消費(fèi)支出農(nóng)村居民，則截距變動(dòng)模型為()()B.有效估計(jì)量D.漸近有效估計(jì)量B.異方差D.設(shè)定誤差B.被解釋變量Y的不同時(shí)期相關(guān)D.隨機(jī)誤差項(xiàng)u的不同時(shí)期相關(guān)B.序列相關(guān)D.設(shè)定誤差Xi二居民收入，D=1代表城鎮(zhèn)居民，D=0代表A. Yi01 Xi 2 D uiB.Yi ( 02 )1 X i uiC.Yi ( 01 )1 X i u iD.Yi01Xi 2DX i ui16.如果聯(lián)立方程模型中兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程的統(tǒng)計(jì)形式完全相同，則下列

13、結(jié)論成立的是A.二者之一可以識(shí)別C.二者均不可識(shí)別17.結(jié)構(gòu)式方程過度識(shí)別是指()A.結(jié)構(gòu)式參數(shù)有唯一數(shù)值C.結(jié)構(gòu)式參數(shù)具有多個(gè)數(shù)值B.二者均可識(shí)別D.不確定B.簡化式參數(shù)具有唯一數(shù)值D.簡化式參數(shù)具有多個(gè)數(shù)值B.時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)D.截面數(shù)據(jù)是隨機(jī)變量，X 是非隨機(jī)變量和 Y 均為非隨機(jī)變量1 .同一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)按時(shí)間順序記錄的數(shù)據(jù)列是()A.時(shí)間數(shù)據(jù)C.時(shí)序數(shù)據(jù)2 .在X與Y的相關(guān)分析中()是隨機(jī)變量，Y 是非隨機(jī)變量和 Y 都是隨機(jī)變量3 .普通最小二乘準(zhǔn)則是()A.隨機(jī)誤差項(xiàng)Ui的平方和最小與它的期望值Y的離差平方和最小與它的均值X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

14、統(tǒng)數(shù)R2的取值范圍是（）<R2<2<R2<1<R2<4<R2<45 .在多元線性回歸模型中，加入一個(gè)新的假定是（）A.隨機(jī)誤差項(xiàng)期望值為零B.不存在異方差C.不存在自相關(guān)D.無多重共線性6 .在回歸模型Y=目+位X2+ SX3+ &X4+U中，如果假設(shè)Ho ：住*0成立，則意味著（）A.估計(jì)值？2*0與Y無任何關(guān)系C.回歸模型不成立與Y有線性關(guān)系7 .回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)的t統(tǒng)計(jì)量是（）?a.jb.var（?j）var（ - j）C. PD. jvar（ j）: var（ ?j）8 .下列哪種情況說明存在異方差？（）(ui)=0(Ui

15、 Uj)=0, iwj(u i )=(常數(shù))(ui )= i9 .異方差情形下，常用的估計(jì)方法是()A.一階差分法B.廣義差分法C.工具變量法D.加權(quán)最小二乘法10 .若計(jì)算的DW 統(tǒng)計(jì)量為0，則表明該模型()A.不存在一階序列相關(guān)B.存在一階正序列相關(guān)C.存在一階負(fù)序列相關(guān)D.存在高階序列相關(guān)11 .模型中包含隨機(jī)解釋變量，且與誤差項(xiàng)相關(guān)，應(yīng)采用的估計(jì)方法是()A.普通最小二乘法B.工具變量法C.加權(quán)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(gè)解釋變量對(duì)其余解釋變量的判定系數(shù)接近1，則表明模型中存在()A.異方差B.自相關(guān)C.多重共線性D.設(shè)定誤差15.設(shè)個(gè)人消費(fèi)函數(shù)Yi=

16、1Ui中，消費(fèi)支出Y不僅與收入X有關(guān)，而且與年齡構(gòu)成有關(guān)，年齡構(gòu)成可以分為老、中、青三個(gè)層次，假定邊際消費(fèi)傾向不變，該消費(fèi)函數(shù)應(yīng)引入虛擬變量的個(gè)數(shù)為()16.如果聯(lián)立方程模型中兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程的統(tǒng)計(jì)形式完全相同，則下列結(jié)論成立的是()A.二者之一可以識(shí)別B.二者均可識(shí)別C.二者均不可識(shí)別D.二者均為恰好識(shí)別20.下面關(guān)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(gè)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(gè)結(jié)構(gòu)式方程包含一個(gè)內(nèi)生變量和模型系統(tǒng)中的全部前定變量，這個(gè)結(jié)構(gòu)式方程就等同于簡化式方程D.簡化式參數(shù)是結(jié)構(gòu)式參數(shù)的線性函數(shù)2 .計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

17、起源于對(duì)經(jīng)濟(jì)問題的(B.應(yīng)用研究A.理論研究C.定量研究D.定性研究3 .下列回歸方程中一定錯(cuò)誤.的是（）A. Y?i 0.3 0.6 XirXY0.5B.Y?i 0.2 0.7 Xi rxy 0.8C.Y?i0.9 0.2 XirXY0.5D. Y?i0.8 0.6 XirXY0.24 .以Yi表示實(shí)際觀測(cè)值，Yi表示預(yù)測(cè)值，則普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)的準(zhǔn)則是（）A.E （Yi Y?i ）2=0B.E（Yi-Y ）2=0CE （Yi Y?i ）2 最小D.E（Yi-Y）2 最小5 .在對(duì)回歸模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)時(shí)，通常假定隨機(jī)誤差項(xiàng)ui服從（）(n)（0, $（n-1）(0,2)6 .已知兩個(gè)正相

18、關(guān)變量的一元線性回歸模型的判定系數(shù)為，則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為（）7 .在利用線性回歸模型進(jìn)行區(qū)間預(yù)測(cè)時(shí)，隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差越大，則 （）A.預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，精度越低B.預(yù)測(cè)區(qū)間越寬，預(yù)測(cè)誤差越小C.預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，精度越高D.預(yù)測(cè)區(qū)間越窄，預(yù)測(cè)誤差越大8 .對(duì)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(cuò)誤.的是（）AWe=0BEew0C. EeXi=0D.EYi=E Y?i9 .下列方法中不是 用來檢驗(yàn)異方差的是()檢驗(yàn)B.懷特檢驗(yàn)C.戈里瑟檢驗(yàn)D.方差膨脹因子檢驗(yàn)10 .如果線性回歸模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差與某個(gè)變量Zi 成比例， 則應(yīng)該用下面的哪種方法估計(jì)模型的參數(shù)?()

19、A.普通最小二乘法B.加權(quán)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(guān)系數(shù)等于，則DW 統(tǒng)計(jì)量等于()如果 dL<DW<d u,則()A.隨機(jī)誤差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)B.隨機(jī)誤差項(xiàng)存在一階負(fù)自相關(guān)C.隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在一階自相關(guān)D.不能判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)是否存在一階自相關(guān)13 .記p為回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階自相關(guān)系數(shù)，一階差分法主要適用的情形是()A. p 0)B. pTC.戶0D.尸014 .方差膨脹因子的計(jì)算公式為(A.VIF(?i)1 R2B.VIF(?i)1 R2C.VIF(?i)1R2D.VIF(?i)R17在聯(lián)立方程模型中，識(shí)別的

20、階條件是（）A.充分條件B.充要條件C.必要條件D.等價(jià)條件18在簡化式模型中，其解釋變量都是（）A.外生變量B.內(nèi)生變量C.滯后變量D.前定變量二、多項(xiàng)選擇題（本大題共5小題，每小題2分，共10分）22.多元回3模型Y12X213X3 5通過了整體顯著性F檢驗(yàn)，則可能的情況為A. 2 0, 3 0B. 2金0,30C. 2=0,30D. 2金0,3=0E. 1 =0 ,2=0,3 =023.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中存在多重共線性的主要原因?yàn)椋ǎ〢.模型中存在異方差B.模型中存在虛擬變量C.經(jīng)濟(jì)變量相關(guān)的共同趨勢(shì)D.滯后變量的引入E.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

21、.使用非樣本先驗(yàn)信息C.進(jìn)行變量形式的轉(zhuǎn)換D.嶺回歸估計(jì)法E.主成分回歸估計(jì)法28 .在消費(fèi)（Y）對(duì)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0+1 X+u0+ 0 D+ 1 X+u0+1X+ 1(DX) +uD. Y= 0+ 1(DX)+uE. Y=0 + 0 D+ 1 X+ 1 (DX ) +u五、簡單應(yīng)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(qū)進(jìn)口總額 Y（億元）為被解釋變量，以地區(qū)生產(chǎn)總值 X（億元）為解釋變量進(jìn)行回歸，得到回歸結(jié)果如下：Y?t=+Se= (t=()R2=n=20要求：(1)將括號(hào)內(nèi)缺失的數(shù)據(jù)填入；(

22、計(jì)算結(jié)果保留三位小數(shù))(2)如何解釋系數(shù)；(3)檢驗(yàn)斜率系數(shù)的顯著性。( =5，(18)=37設(shè)消費(fèi)函數(shù)為Yto iXt ut,若月收入Xt在1000元以內(nèi)和1000元以上的邊際消費(fèi)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= 12 Dt ut(消費(fèi)方程)I t12Dt 1 vt(投資方程)Pt=Ct+It+2t其中，C=消費(fèi)支出，D =收入，1=投資，Z=自發(fā)支出；C、I和D為內(nèi)生變量。要求：(1)寫出消費(fèi)方程的簡化式方程；(2)用階條件研究各方程的識(shí)別問題。六、綜合應(yīng)用題(本大題共1 小題， 9分 )39 .經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出假設(shè)，能源價(jià)格上升

23、導(dǎo)致資本產(chǎn)出率下降。據(jù) 30年的季度數(shù)據(jù)，得到如下回歸模型：Ln (Y/K )=+( L/K )+R2=其中，Y=廣出，K=資本流量，L=勞動(dòng)投入，Pt=能源價(jià)格，t=時(shí)間。括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量。(計(jì)算結(jié)果保留三位小數(shù))問：(1)回歸分析的結(jié)果是否支持經(jīng)濟(jì)學(xué)家的假設(shè)；(2)如果在樣本期內(nèi)價(jià)格P 增加60，據(jù)回歸結(jié)果，資本產(chǎn)出率下降了多少?(3)如何解釋系數(shù)?四、簡答題(本大題共4 小題，每小題5 分 ,共 20分 )36試述一元線性回歸模型的經(jīng)典假定。37多重共線性補(bǔ)救方法有哪幾種？39試述間接最小二乘法的計(jì)算步驟。六、分析題(本大題共1 小題，10分 ) 42.根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)得到了如下的咖啡

24、需求函數(shù)方程： LnY?"其中Xi, X2, X3, T, Di, D2, D3的t統(tǒng)計(jì)量依次為，。Y=人均咖啡消費(fèi)量，X尸咖啡價(jià)格，X2二人均可支配收入，X3二茶的價(jià)格，T=時(shí)間變量，Di為虛擬變量，第i季 時(shí)取值為1,其余為零。要求：模型中Xi, X2, X3系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義是什么？(2)哪一個(gè)虛擬變量在統(tǒng)計(jì)上是顯著的？(3)咖啡的需求是否存在季節(jié)效應(yīng)？單選ACACC ABBAD CBDBA CC CCDBD DDDDB BCBCD CCCAD ABDBDDBAC CD多選BCD CDE ABCDE BCE2 2 n 11、(1) R2 1 (1 R2)=n kHo：B2=B3=O

25、H1： B2、B3至少有一個(gè)不為0F=40>(2,20),拒絕原假設(shè)。3 3) Ho：B2=OHi： RW0 t=>(20)二,拒絕原假設(shè)，Yt的系數(shù)是統(tǒng)計(jì)顯著Ho：B3=0Hi： B3W0 t=>(20)二,拒絕原假設(shè)，Pt的系數(shù)是統(tǒng)計(jì)顯著2、此模型存在異方差，可以將其變?yōu)?YibiXi 2X2Xi 2XXi 2X1 i ,則為同方差模型Xi 2X23、答：(1) Cov(Ui,Uj)=0 i?j的古典假設(shè)條件不滿足，而其他古典假設(shè)滿足的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模 型，稱為自相關(guān)性。因?yàn)镈W= dL 1.24,小于dL所以存在自相關(guān)，且正相關(guān)。(2)自相關(guān)產(chǎn)生的影響：OLS估計(jì)量不是最好估

26、計(jì)量，即不具有方差最小性；T檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)失效；預(yù)測(cè)精測(cè)下降。Yt丫bo(1) bi(XtXti) utut i令 Y* YtYt-iX* Xt- X-從而4、Y* bo(1) biX* vt這樣模型滿足古典假設(shè)，可以進(jìn)行OLS估計(jì)S答：(i)內(nèi)生變量有：QD P外生變量有：Y W刖定變量有；Yti Y WQtD 0QS1Pt2Yt3Yt 1 0Wt1t2)完備型為：0QD QtS1Pt 0Yt 0Yt 12Wt2tQtD QtS 0P 0Yt 0Yt 1 0Wt 03)識(shí)別第一個(gè)方程。階條件 K Ki = 3 2 = 1gi-1=2-1=1K-Ki g i -1故階條件滿足，方程可識(shí)別。23秩

27、條件 ？（ BT)=000012(B°To)=10R(B°To)=2 g-l = 2R （B oT o） = g 1故秩條件滿足，方程可識(shí)別.因?yàn)镵 K i= gi-1故第一個(gè)方程為恰好識(shí)別.739家上市公司績效（NER）與基金持股比例（RATE）關(guān)系的OLS估計(jì)結(jié)果與殘差值表如下： 殘差值表：1計(jì)算（1） 、 （2）、 （3）、 （4）、 （5）劃線處的5 個(gè)數(shù)字，并給出計(jì)算步驟（保留4 位小數(shù)）2根據(jù)計(jì)算機(jī)輸出結(jié)果，寫出一元回歸模型表達(dá)式。3.假設(shè)上市公司績效值（NER）服從正態(tài)分布，模型滿足同方差假定條件。（1）作為樣本，739個(gè)上市公司績效值的(NER)分布的均值和

28、方差是多少？當(dāng)基金持股比例(RATE)為時(shí)，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(tǒng)計(jì)量二系數(shù)估計(jì)值-系數(shù)原假設(shè)/系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤=;(2) R2與調(diào)整后的R2存在關(guān)系式p85公式()：R2=(3)表中S.E.of regression= /e, n k ,參看p91,所以可以得殘差平方和737=(4)由p87公式()關(guān)于F統(tǒng)計(jì)量和可絕系數(shù)的關(guān)系式，得 F統(tǒng)計(jì)量=(739-2)/(2-1)*=(5)殘差=實(shí)際值-擬合值=說明：括號(hào)中是t統(tǒng)計(jì)量(1)緊緊圍繞輸出結(jié)果，表中幗闡曲憫"犯&所以均值為；SD懶施加 點(diǎn)3, 是被解釋變量的標(biāo)

29、準(zhǔn)差，所以方差為A2;(2)這是一個(gè)點(diǎn)預(yù)測(cè)問題，將解釋變量值代入回歸方程，得條件均值=+*=;條件方差的計(jì)算復(fù)雜些，由理論知識(shí)知道被解釋變量的方差和擾動(dòng)項(xiàng)的方差) = E(Yr-Yr) =E1十十一,J »相等，即var(y)=var(u)所以p53公式*吊" 乙 金就是被解釋變量的條件方差。具體計(jì)算根據(jù)公式，需要知道x的均值，這CTse9)=個(gè)可以從 p33公式（）推出，X （Y 1）/ 2 （0.1322 0.0972）/0.003510,Xf=,還需要知道 Z X；,而系數(shù)自的標(biāo)準(zhǔn)差為給出，分子是工萬應(yīng)/'eHAsiori等于所以可以得到2匯=A2=，這hh&

30、#163;k r > x：樣就得到'左=A2 （1+1/739+A2/=1、回歸分析中使用的距離是點(diǎn)到直線的垂直坐標(biāo)距離。最小二乘準(zhǔn)則是指（nA .使 （Y Y?）達(dá)到最小值 t 1nB.使Yt Yt |達(dá)到最小值t 1nC.使(Yt Yt)2達(dá)到最小值t 1nD.使（Yt Y?）2達(dá)到最小值t 12、根據(jù)樣本資料估計(jì)得出人均消費(fèi)支出Y對(duì)人均收入 X的回歸模型為lnY? 2.0 0.75lnXi,這表明人均收入每增加1%,人均消費(fèi)支出將增加（A.B. %C. 2D. %3、設(shè)k為回歸模型中的參數(shù)個(gè)數(shù)，n為樣本容量。則對(duì)總體回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)的 FB. FR2/(1 R2)(k

31、-1)/(n k)統(tǒng)計(jì)量與可決系數(shù)R2之間的關(guān)系為（）A.F R2/(n k)(1R2)/(k 1)C. FR2_2(1 R )/(n k)D. FR2 /(k1)_2(1 R )6、二元線性回歸分析中 TSS=RSS+ESS則RSS的自由度為（9、已知五個(gè)解釋變量線形回歸模型估計(jì)的殘差平方和為et2 800，樣本容量為46，則隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差估計(jì)量?2為（）1、經(jīng)典線性回歸模型運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)時(shí)，下列哪些假定是正確的（）A.E（ui ） 0 B. Var（u i）i2 C. E（uiuj） 0D.隨機(jī)解釋變量X與隨機(jī)誤差u不相關(guān) E. uN（0,工2、對(duì)于二元樣本回歸模型Y ? ?

32、X1i3X2iei ,下列各式成立的有（）A.ei0 B.ei X 1i0C. ei X 2i0D.eiYi 0 E.X1iX2i 04、能夠檢驗(yàn)多重共線性的方法有（）A.簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法B. t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)綜合判斷法C. DW檢驗(yàn)法檢驗(yàn)法E.輔助回歸法計(jì)算題1、為了研究我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，建立投資（X1,億元）與凈出口（ X2,億元）與國民生產(chǎn)總值（Y ,億元）的線性回歸方程并用13年的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：R2=F=582n=13問題如下：從經(jīng)濟(jì)意義上考察模型估計(jì)的合理性；（3分） 2=2估計(jì)修正可決系數(shù)R，并對(duì)R作解釋；（3分）在5%的顯著性水平上，分別檢驗(yàn)參數(shù)的顯著性；在5%顯著性水

33、平上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼w顯著性。（tog"） 2.16, Fo.o5（2,10） 4.10） （4 分）2、已知某市33個(gè)工業(yè)行業(yè)2000年生產(chǎn)函數(shù)為：（共20分）Q=AL ?K?eu5 .說明?、？的經(jīng)濟(jì)意義。（5分）6 .寫出將生產(chǎn)函數(shù)變換為線性函數(shù)的變換方法。（5分）7 .假如變換后的線性回歸模型的常數(shù)項(xiàng)估計(jì)量為°,試寫出A的估計(jì)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(yàn)（5分）3、對(duì)于人均存款與人均收入之間的關(guān)系式?jīng)r=以+/耳+ 外,使用美國36年的年度數(shù)據(jù)，得到如N&計(jì)模型（括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差）：號(hào)"4.1Q5+O.0叫（1）啰的經(jīng)濟(jì)解釋是什么？（ 5分）（2） ©和/的符號(hào)是什么？為什么？實(shí)際的符號(hào)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 ？