1、貴州大學(xué)2009-2010學(xué)年第二學(xué)期考試試卷 (A) 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)注意事項(xiàng)：1. 請(qǐng)考生按要求在試卷裝訂線內(nèi)填寫姓名、學(xué)號(hào)和年級(jí)專業(yè)。2. 請(qǐng)仔細(xì)閱讀各種題目的回答要求，在規(guī)定的位置填寫答案。3. 不要在試卷上亂寫亂畫，不要在裝訂線內(nèi)填寫無(wú)關(guān)的內(nèi)容。4. 滿分100分，考試時(shí)間為120分鐘。姓名 學(xué)號(hào) 專業(yè) 班級(jí) 題 號(hào)一二三四五六七總 分統(tǒng)分人得 分得 分評(píng)分人一、單選題（共20分,每小題1分）1. 假設(shè)樣本回歸函數(shù)為： 下列哪些性質(zhì)不成立（ ）A. B. C.D.樣本回歸直線過(guò)點(diǎn)（） 2. 下列說(shuō)法錯(cuò)誤的是（ ）A.B. C.D. 3. 線性回歸分析中,一條好的擬合直線是（ ），以此為準(zhǔn)則

2、確定X和Y的線性關(guān)系。A、使達(dá)到最小值 B、使達(dá)到最小值C、使達(dá)到最小值 D、使達(dá)到最小值4. 下列關(guān)于判定系數(shù)（可決系數(shù)）說(shuō)法正確的是（ ）A. B.增加新的解釋變量個(gè)數(shù)會(huì)減少的數(shù)值。C. 的數(shù)值越接近于1，表示Y中的變異性能被估計(jì)的回歸方程解釋的部分越多。D. 是評(píng)價(jià)模型優(yōu)劣的唯一標(biāo)準(zhǔn)。5.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，一旦出現(xiàn)異方差，如果仍然采用OLS估計(jì)模型參數(shù)，則：（ ）A. OLS 估計(jì)量將是一個(gè)有偏估計(jì)量 B.t 檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)失效C. OLS 估計(jì)量仍然是一致估計(jì)量 D.OLS估計(jì)量將不再具有線性性6異方差性的診斷可以采用（ ）A park 檢驗(yàn)法 B.DW檢驗(yàn)法 C.方差膨脹因子判別法 D.

3、LM乘數(shù)檢驗(yàn)法7. 在研究宏觀經(jīng)濟(jì)模型時(shí)，所使用的連續(xù)觀察值如國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、就業(yè)、貨幣供給等，很可能出現(xiàn)（ ）。A. 異方差性 B.多重共線性 C.序列相關(guān) D.解釋變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)高度相關(guān)8.下面關(guān)于虛擬變量和Chow檢驗(yàn)說(shuō)法錯(cuò)誤的是（ ）在驗(yàn)證模型是否發(fā)生突變方面，Chow檢驗(yàn)和引入虛擬變量是殊途同歸。 Chow檢驗(yàn)可以驗(yàn)證突變時(shí)候是否能夠發(fā)生。Chow檢驗(yàn)的原假設(shè)是：H0=, j=1,k當(dāng)使用Chow檢驗(yàn)時(shí)，兩個(gè)樣本容量n1 和 n2 ，當(dāng)n2，小于K+1時(shí)，Chow檢驗(yàn)將無(wú)法進(jìn)行下去。 9.假如定性變量“職稱”含有講師、副教、教授幾個(gè)類別。當(dāng)用“職稱”作為解釋變量時(shí)，應(yīng)該向模型引入幾個(gè)

4、虛擬變量（ ）A.一個(gè) B.兩個(gè) C.三個(gè) D四個(gè)10. 以下為Klein與1950年建立的用于分析美國(guó)在兩次世界大戰(zhàn)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，其中包括3個(gè)隨機(jī)方程、3個(gè)恒等方程，具體如下：其中，Ct 為私人消費(fèi)；I t為凈投資；W1t為私營(yíng)部門投資；Yt為稅后收入；Pt為利潤(rùn)；Kt為資本存量；W2t為公共部門投資；Tt 為稅收；t為日歷年時(shí)間，代表技術(shù)進(jìn)步、勞動(dòng)生產(chǎn)率提高等因素；Gt為政府支出。模型中的內(nèi)生變量是：( )A. Ct I t W1t W2t Tt Kt B. Ct I t W1t W2t Pt Kt C. Ct I t W2t Yt Pt Kt D. Ct I t W1t Y

5、t Pt Kt11.下面哪個(gè)是異方差的修正方法（ ）A. WLS B. OLS C. 2SLS D.GLS12.Granger因果檢驗(yàn)的輸出結(jié)果如下： Null hypothesisF-Statistic ProbablityX does not Granger Cause Y10.87740.00282Y does not Granger Cause X16.05890.00046下面說(shuō)法正確的是：（ ）X是Y變化的葛蘭杰因 Y不是X變化的葛蘭杰因 X不是Y變化的葛蘭杰因 Y是X變化的葛蘭杰因 X不是Y變化的葛蘭杰因 Y不是X變化的葛蘭杰因變量X和Y之間是雙向因果關(guān)系13. 有時(shí)候經(jīng)濟(jì)變量之

6、間是以冪函數(shù)的形式表示的，例如 Y=,模型中參數(shù)的含義是（ ） A. Y關(guān)于X的斜率 B.Y關(guān)于X的彈性 C.對(duì)于X增加1%，Y的改變的單位 D. 對(duì)于X增加1個(gè)單位，Y變化的百分比14. 下列關(guān)于聯(lián)立方程模型的識(shí)別條件說(shuō)法錯(cuò)誤的是（ ）模型識(shí)別的階條件只是模型識(shí)別的必要條件 B.階條件保證模型是否可以識(shí)別C. 模型識(shí)別的秩條件是模型識(shí)別的充要條件 D.秩條件保證模型是否可以識(shí)別15. 已知某一直線回歸方程的樣本可決系數(shù)為0.81，則解釋變量與被解釋變量間的線性相關(guān)系數(shù)為( )A. 0.81 B. 0.90 C. 0.66 D. 0.3216.廣義差分法用于處理（ C ）。 .多重共線性 .異

7、方差 C. 序列相關(guān) D. 聯(lián)立方程模型17.在對(duì)聯(lián)立方程進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)，間接最小二乘估計(jì)量具有（ B ）的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。A.小樣本是無(wú)偏的 B. 小樣本是有偏的 C.小樣本是一致的 D 大樣本也不一致18. 對(duì)模型Yi=0+1X1i+2X2i+i進(jìn)行總體顯著性F檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的零假設(shè)是( )A. 1=2=0 B. 1=0 C. 2=0 D. 0=0或1=019. 當(dāng)模型同時(shí)存在存在異方差與自相關(guān)性時(shí)，（ ）是最佳線性無(wú)偏估計(jì)。A. WLS B.OLS C. GLS D.前三者均不是20. 下面哪種估計(jì)方法不屬于聯(lián)立方程模型的估計(jì)方法（ ）A. WLS B.IV C.2SLS D.ILS得 分評(píng)分人二

8、、多選題（共20分,每小題2分）1采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析經(jīng)濟(jì)問(wèn)題主要采用的步驟有（ ） A .通過(guò)理論分析建立理論假設(shè) B. 在理論假設(shè)的基礎(chǔ)上構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 C .收集樣本數(shù)據(jù) D. 估計(jì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的參數(shù) E .模型檢驗(yàn)2. 下列哪些模型是線性回歸模型 ( )A. BC. D.E. F3. 如果模型中忽略了某個(gè)重要的解釋變量，模型將可能出現(xiàn)( )A. 序列相關(guān) B. 異方差 C. 多重共線性D. 顯著性檢驗(yàn)失效 E. 參數(shù)估計(jì)將會(huì)有偏4. F統(tǒng)計(jì)量可以同用于那些檢驗(yàn)（ ）A. DW檢驗(yàn) B. 模型的顯著性檢驗(yàn) C.GRANGER因果關(guān)系檢驗(yàn)D.Goldfeld-Quant 檢驗(yàn)LM檢驗(yàn) 5

9、.下列哪些屬于多重共線性的診斷方法( )A. 很大，t 較小。B. 進(jìn)行多個(gè)變量間的相關(guān)性檢驗(yàn)。C.增加或減少解釋變量，考察參數(shù)估計(jì)值的變化情況。D.方差膨脹因子攀比E. 考察參數(shù)OLS估計(jì)值的符號(hào)和大小是否符合經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)際。 6.在一個(gè)三元線性回歸模型中，下列有關(guān)回歸系數(shù)估計(jì)值的顯著性檢驗(yàn)說(shuō)法正確的是（ ）t檢驗(yàn)是單個(gè)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)t 檢驗(yàn)的符號(hào)和回歸系數(shù)符號(hào)同向原假設(shè)是：H0=0=1=2=3=0t統(tǒng)計(jì)量的自由度為n2在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，常用雙側(cè)檢驗(yàn)。 7 . 一個(gè)3階的方差協(xié)方差矩陣（）則（ ）是正確的說(shuō)法。 A . 該計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型不存在異方差 B.該計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型不存在自相關(guān)C . 該

10、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型存在異方差 D. 該計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型存在自相關(guān)E . 以上說(shuō)法都不對(duì)8. 下列非線性模型，哪些可以線性化（ ）A.B. C. D. E. 9.下面有關(guān)工具變量法說(shuō)法正確的有（ ）工具變量法用于降低解釋變量與隨機(jī)變量之間的相關(guān)程度。在聯(lián)立方程模型中，工具變量與所代替的內(nèi)生變量之間高度相關(guān)。工具變量與結(jié)構(gòu)方程中其他解釋變量之間的多重共線性程度高。在同一個(gè)結(jié)構(gòu)方程中的多個(gè)工具變量之間的多重共線性程度高。工具變量的選取要結(jié)合具體情況，有時(shí)可以選取外生變量或內(nèi)生變量的擬合值來(lái)作為工具變量。10. 下面有關(guān)DW檢驗(yàn)說(shuō)法正確的是（ ）可以檢驗(yàn)任何形式的自相關(guān)。模型不能有被解釋變量的滯后項(xiàng)只能檢驗(yàn)一階

11、序列相關(guān)模型必須包括截距項(xiàng)樣本容量足夠大得 分評(píng)分人三、證明題（ 共10分 ）1.在一元線性回歸模型中，試證明TSS=RSS+ESS。得 分評(píng)分人四、案例分析題（共16分）1. 在1988年的一篇論文中，Josef Brada 和 Ronald Graves 建立了一個(gè)有關(guān)蘇聯(lián)國(guó)防支出的有趣模型。作者確信蘇聯(lián)國(guó)防支出是美國(guó)國(guó)防支出和蘇聯(lián)GNP的函數(shù)，但不太肯定是否是兩國(guó)之間核彈頭比例的函數(shù)。作者采用雙對(duì)數(shù)的函數(shù)形式，估計(jì)了很多備選的設(shè)定形式，其中包括以下兩種（括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤）： （1） (0.074) (0.065) (0.032) N=25(年度，19601984) =0.979 DW=0.

12、49 （2） （0.073） （0.038） N=25(年度，19601984) =0.977 DW=0.43式中，SDHt為第t年美國(guó)高估的蘇聯(lián)國(guó)防支出（以1970年盧布不變價(jià)計(jì)算，單位：100萬(wàn)盧布）；USDt為第t年美國(guó)的國(guó)防支出（以1980年美元不變價(jià)計(jì)算，單位：100萬(wàn)美元）；SYt為第t年蘇聯(lián)的國(guó)民生產(chǎn)總值GNP（以1970年盧布不變價(jià)計(jì)算，單位100萬(wàn)盧布）；SPt為第t年蘇聯(lián)擁有的核彈頭數(shù)量與美國(guó)擁有的核彈頭數(shù)量之比。（1）作者預(yù)期兩個(gè)方程中所有斜率系數(shù)都為正。在5%顯著性水平上檢驗(yàn)這些假設(shè)。（5分）附表： t分布百分位數(shù)表 a(顯著性水平)f （自由度）0.10 0.05 0

13、.025211.321.722.08221.321.722.07231.321.712.07241.321.712.06251.321.712.06（2）請(qǐng)判斷SP是否為不相關(guān)變量，并解釋你的理由。（2分）（3） 檢驗(yàn)方程的正一階序列相關(guān)性。很可能存在序列相關(guān)會(huì)使你重新考慮問(wèn)題B的答案嗎？解釋你的理由。（6分） 附表：DW檢驗(yàn)臨界值表： T K=2 K=3 25dL dUdL dU1.21 1.551.12 1.66 （4）如果我們以GLS估計(jì)回歸方程（1），得到下面方程。這一結(jié)果會(huì)使你重新考慮問(wèn)題b的答案嗎？解釋理由。（3分） （0.067） （0.214） （0.027）N=25(年度，19601984) =0.994 =0.96得 分評(píng)分人五、計(jì)算題（共34分，第一題共12分，第二題共22分）1.根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，獎(jiǎng)金水平對(duì)銷售量有很大影響。某公司為確定公司他們之間的具體關(guān)系，做了10吃試驗(yàn)，數(shù)據(jù)間下表； 獎(jiǎng)金（%）0123456789銷售量34810151820222728結(jié)合表中的數(shù)據(jù)，對(duì)一元回歸模型y=a+bx+u進(jìn)行最小二乘