1、PAGE PAGE 23計量經(jīng)濟學(xué)擺1、計量經(jīng)濟學(xué)暗 2、可決系數(shù) 3、多重共線性 4、異方差 5、虛擬變量 6、自相關(guān)性 7、多重共線性 8、廣義差分 9、協(xié)整壩1、計量經(jīng)濟學(xué)礙模型檢驗包含哪爸些內(nèi)容？傲2、建立與應(yīng)用盎計量經(jīng)濟學(xué)模型埃的主要步驟？背3、理論模型中白的隨機誤差項包辦含哪些具體內(nèi)容骯？敖4、最小二乘法熬的基本假設(shè)是什傲么？伴5、回歸方程的胺顯著性檢驗的基安本方法皚6、模型參數(shù)估翱計量的顯著性檢板驗基本方法敗7、異方差產(chǎn)生百的原因及后果百8、G啊骯Q檢驗異方差的拜基本方法（或步稗驟）柏9、針對兩種異昂方差類型，如何吧進行處理？跋10、自相關(guān)產(chǎn)靶生的原因及后果芭11、D唉八W檢驗自

2、相關(guān)的暗基本思路傲12、試說明如熬何用杜賓兩步法爸克服自相關(guān)？靶13、虛擬變量笆的設(shè)置規(guī)則骯(1)如果模型八中包含截距項，挨則一個質(zhì)變量有氨m種特征，只需翱引入(m-1)哎個虛擬變量。皚(2)如果模型礙中不包含截距項芭，則一個質(zhì)變量挨有m種特征，需奧引入m個虛擬變盎量。八14、虛擬變量案的引入方式拌三、試題題型1把、判斷改正題（阿10個，20分盎）2、解析題（翱四個，40分）拌3、上機操作（絆2個，40分）板四、考試時間：澳2010.12八.22(星期三靶,暫定)上午9?。?0案扳11：00五、礙課程實習(xí)報告提傲交時間：第17哀周（按12月24日邦）擺（ 1 ）間接巴最小二乘法適用熬于過度識別

3、方程罷。 （ ）叭 皚（ 2 ）假設(shè)啊模型存在一階自辦相關(guān)，其他條件扒都滿足，則仍用澳 OLS 法估按計參數(shù)，得到的胺估計量仍是無偏哀的，不再是有效熬的，顯著性檢驗白失效，預(yù)測失效拜。（） 柏（ 3 ）用一伴階差分法消除自襖相關(guān)時，我們假挨定自相關(guān)系數(shù)等胺于 -1 。 巴（ ） 扒（ 4 ）當(dāng)異翱方差出現(xiàn)時，最壩小二乘估計是有藹偏的和不具有最矮小方差特性；（唉） 巴（ 5 ）在模罷型 盎中，令虛擬變量靶 D 取值為（板 0 ， 2 班）而不是（ 0俺 ， 1 ），柏那么參數(shù) 伴的估計值也將減懊半， t 值也爸將減半。（）埃 哎4叭1骯.簡述樣本相關(guān)隘系數(shù)的性質(zhì)。1氨)r是可正可負(fù)扳的數(shù)； (2

4、)鞍r在-1與1之伴間變化；(3)壩對稱性； (4啊)若X與Y相互柏獨立，則r=0搬，但r=0時，按X與Y不一定獨昂立。氨4翱2皚.試述判定系數(shù)懊的性質(zhì)。(1)俺它是一非負(fù)的量靶； (2)R2班是在0與1之間半變化的量。胺1、用一組有3壩0個觀測值的樣傲本估計模型矮y=b叭0扳+b罷1隘x+u百，在扒藹=熬0版.05爸的顯著性水平下唉對捌b耙1俺的顯著性作叭t 矮檢驗，則礙b按1敗顯著地不等于零昂的條件是其統(tǒng)計般量傲t盎大于（）翱 A辦. 藹t俺0.0伴5岸(30) 背B阿. 爸t半0.025百(30)白 C挨. 爸t版0.0爸5頒(襖28拌)藹 D愛. 巴t扮0.025敖(岸28背) 伴2百

5、、如果G伴吧Q檢驗顯著，則疤認(rèn)為什么問題嚴(yán)鞍重（）埃A把.澳異方差 吧 扒B拜.半序列相關(guān) 骯 唉C凹.矮多重共線性 板 礙D辦.藹設(shè)定誤差 阿3壩、產(chǎn)量（翱X澳，臺）與單位產(chǎn)疤品成本（藹Y，絆元）之間的回歸矮方程為：隘Y半按=456-2 挨.5X哀，則（）把A靶.拔產(chǎn)量每增加1臺搬，單位產(chǎn)品成本扮增加456元；百 拜B拜.矮產(chǎn)量每增加1臺扒，單位產(chǎn)品成本襖減少2拔.5絆元；敖C翱.拔產(chǎn)量每增加1臺哎，單位產(chǎn)品成本凹平均增加456凹元；D罷.百產(chǎn)量每增加1臺懊，單位產(chǎn)品成本叭平均減少2挨.5百元。爸4扳、根據(jù)20個觀半測值估計的結(jié)果八，一元線性回歸艾模型的DW=2按.3昂。在樣本容量般n爸=2

6、0，解釋變熬量背k熬=1，顯著性水熬平盎版=襖0.05時,查扮表得d扳l哀=1,d半u捌=1.笆41，則可以判岸斷（）板因為矮d啊u背=1.伴41般DW=2跋.3拔4-昂 d壩u吧=2跋.59奧A搬.阿不存在一階自相叭關(guān)背 盎 B澳.矮存在正的一階自爸相關(guān) 翱 佰C鞍.白存在負(fù)的一階自背相關(guān)班 拜 胺 D.按無法確定頒5澳、下列模型中，傲無效的模型是（頒）敗A頒.礙 澳C（消費）=8疤00+0疤.8懊I（收入）吧 板B熬.翱 奧Q挨d搬（商品需求）=骯10+0叭.8I(澳收入)+0懊.9版P（價格）絆C白.翱 熬Q扒s敖（商品供給）=盎20+0襖.8P(翱價格)奧 百D礙.巴 皚Y（產(chǎn)出量）=

7、搬0皚.65跋L邦0鞍.6熬（勞動）K伴0胺.4皚（資本）岸6熬、如果方差膨脹捌因子VIF半疤10，則認(rèn)為什扳么問題是嚴(yán)重的跋（敗 胺）安A百.擺異方差問題 B笆.按序列相關(guān)問題 哎C絆.巴多重共線性 D凹.罷解釋變量與隨機背項相關(guān)性。艾三、多項選擇題安（搬6昂分）爸1哀、下列統(tǒng)計量可安以用來檢驗多重艾共線性的有：（哎 哀）搬A唉.哎相關(guān)系數(shù) 礙 案B擺.凹DW值艾 埃C礙.靶方差膨脹因子 耙 D壩.昂自相關(guān)系數(shù)襖 E. t統(tǒng)計敖量捌 捌2罷、下列哪些回歸壩分析中很可能出絆現(xiàn)多重共線性問癌題（岸 懊）按A辦.案“吧資本（K跋）胺”按和斑“叭勞動（L佰）懊”八兩個變量同時作芭為生產(chǎn)函數(shù)的解霸釋變

8、量半B百.俺“阿本期收入皚”哎和笆“跋前期收入版”拔同時作為白“敖消費霸”懊的解釋變量的消盎費函數(shù)柏C澳.皚“凹商品價格八”傲、礙“哀地區(qū)愛”罷和伴“白消費偏好扳”柏同時作為解釋變絆量的需求函數(shù)擺D凹.捌“半每畝施肥量唉”靶和皚“辦每畝施肥量的平靶方芭”般同時作為癌“拔糧食畝產(chǎn)藹”敗的解釋變量的模壩型艾E.稗“安人均收入礙”半、扒“凹雞肉價格礙”跋、埃“靶替代品價格白”版同時作為昂“骯雞肉消費哀”岸的解釋變量模型吧3癌、普通最小二乘靶法得到的估計量罷和扮必須滿足下列性凹質(zhì)有（傲 搬）辦A搬.矮線性 斑 岸B暗.白無偏性搬 靶C安.靶最小方差性 昂D靶.版一致性癌 E 真實性霸五絆、扒分析半與說

9、明邦題（哀50艾分）哎1、檢驗下列模藹型是否存在異方瓣差，搬請版給出結(jié)論。斑（5分）啊Y背t辦=b扮0暗+b爸1佰x半1邦t柏+b啊2班x稗2t班 + b鞍3扒x把3t扳 +u啊t阿樣本班量靶共40藹個，伴假設(shè)去掉中間1搬2個樣本瓣數(shù)據(jù)扮（翱c=12案）佰，假設(shè)異方差由啊x啊1翱引起，數(shù)值小的矮一組殘差平方和礙為RSS挨1昂=0跋.466稗霸10頒5班，數(shù)值大的一組八殘差平方和為R癌SS爸2吧=0擺.36皚澳10八5耙。霸（F爸0.05(10搬,鞍10芭)啊=2.98）骯2隘、在研究生產(chǎn)函胺數(shù)時，得到以下百兩種模型結(jié)果（盎注：回歸模型下岸方括號內(nèi)數(shù)字為巴參數(shù)估計值的標(biāo)扳準(zhǔn)差半）：愛lnQ=-5

10、按.04+0.8傲87lnK+0板.893lnL氨 般 （1）骯(1.絆40) (0白.087) (襖0.137)壩R罷2奧=0.878 唉 n=21拜lnQ=-8柏.57+0.0班272t+0.鞍460lnK+哎1.285ln按L扮 （2）柏 (2.99)哎 阿 半(0.0204百) 扳 啊(0.333)半 (0.3邦24)白R鞍2頒=0.889 懊 n=21安其中，Q=產(chǎn)量奧，K=資本，敗L=霸勞動時數(shù)，邦t=奧時間，八n=愛樣本容量。佰請回答下列問題案（20分）礙：疤扒檢驗結(jié)果表明模扒型（1）中所有笆的系數(shù)都是顯著岸的（阿爸=鞍0.05岸）跋；俺氨模型（2）中板t暗和壩lnK熬的系數(shù)在統(tǒng)

11、計上安是不顯著的八(拔板=暗0.05)頒；挨八可能是什么原因唉造成模型（2）搬中的凹lnK捌不顯著邦；奧埃如果凹t敗和懊lnK俺之間的相關(guān)系數(shù)暗為0霸.98扳，你將從中得出八什么結(jié)論胺。百3、回歸方程：案Y敖笆=1奧.3+9.23拌X跋1挨+1.8八X藹2襖-4.8疤X岸3骯+11.9艾X百4敖共有95個樣本伴點，要求：扳（1）把當(dāng)埃DW=芭0皚、盎DW=靶4把、埃DW=啊2氨時澳，邦試鞍解釋回歸方程鞍是否存在自相關(guān)盎；佰（2）若DW=俺0伴.95辦時，上述所給回俺歸方程是否存在吧自相關(guān)奧（注：爸查DW統(tǒng)計表得暗臨界值 d哀l礙=1.579,扳 d笆u頒=1.755）辦（10分）扳4、家庭消費

12、支阿出（Y）除了受埃家庭收入（x）艾影響之外，還與版下列因素有關(guān)：半地域：南方、北俺方艾文化程度：大專叭以下、本科、研伴究生唉試根據(jù)以上資料絆，引入合適的虛阿擬變量，并唉確定家庭消費支埃出的線性回歸模哎型辦的不同形式霸。胺（15分）巴表1 1994芭-2006年廣般東財政收入和G爸DP增長比較（芭單位：億元）辦年份癌GDP熬財政總收入板地方財政收入哀總 量皚增長率(%)翱總 量盎增長率(%)耙總 量稗增長率（%）斑1994奧4619.02罷33.1唉569.38奧270.83白1995爸5933.05懊28.4絆747.90靶31.4拔338.23阿24.9案1996拜6834.97拜15.2

13、芭867.20安16.0霸435.39疤28.7扳1997把7774.53佰13.7扳1115.87啊28.7柏491.41啊12.9笆1998疤8530.88愛9.7霸1305.60版17.0暗582.94罷18.6埃1999艾9250.68芭8.4辦1674.04奧28.2哎660.46笆13.3襖2000奧10741.2扳5頒16.1柏2232.00瓣33.3搬794.55把20.3皚2001板12039.2耙5擺12.1稗2541.21斑13.9愛975.11挨22.7靶2002熬13502.4霸3傲12.2愛2698.46藹6.2岸1144.46骯17.4百2003敖15844.6昂

14、4岸17.3把3289.87骯21.8叭1315.52班14.9靶2004懊18864.6埃2稗19.1昂3548.27絆7.9案1525.23拜15.9鞍2005芭22366.5拌4疤18.6斑4430.29艾24.9捌1807.02板18.5頒2006板26204.4皚7骯17.2哎5122.25壩15.6敖2179.46岸20.6邦（1）作圖說明半廣東省財政總收巴入與GDP,地笆方財政收入和G半DP之間的關(guān)系按；阿（2）若為線性奧關(guān)系，則以財政半總收入（或地方芭財政收入）為被板解釋變量，以G翱DP總量為解釋癌變量，建立計量挨經(jīng)濟模型；瓣（3）解釋回歸阿參數(shù)b靶1稗的經(jīng)濟意義；把（4）對模

15、型進骯行經(jīng)濟意義、t奧檢驗、擬合良度版（R爸2阿）檢驗。哎2. 你能分拜別舉出三個時間般序列數(shù)據(jù)、截面邦數(shù)據(jù)、混合數(shù)據(jù)安、虛擬變量數(shù)據(jù)懊的實際例子嗎？翱 耙答：（ 1 ）暗時間序列數(shù)據(jù)如哎：每年的國民生敗產(chǎn)總值、各年商叭品的零售總額、愛各年的年均人口伴增長數(shù)、年出口耙額、年進口額等搬等； （ 2 爸）截面數(shù)據(jù)如：稗西南財大 20搬02 年各位教佰師年收入、 2澳002 年各省捌總產(chǎn)值、 20鞍02 年 5 背月成都市各區(qū)罪壩案發(fā)生率等等；皚 （ 3 ）混靶合數(shù)據(jù)如： 1哀990 年 岸2000 年各愛省的人均收入、癌消費支出、教育笆投入等等； （邦 4 ）虛擬變熬量數(shù)據(jù)如：婚否柏，身高是否大于

16、扮 拜170 厘米捌，受教育年數(shù)是白否達到 10 挨年等等。 暗1 、單一方程辦計量經(jīng)濟模型必暗然包括（ A傲 ） A 、行班為方程 百2 、在同一時拔間不同統(tǒng)計單位叭的相同統(tǒng)計指標(biāo)辦組成的數(shù)據(jù)組合壩，是（ D 扮） D 、扮截面數(shù)據(jù) 班3 、計量經(jīng)濟案模型的被解釋變啊量一定是（ 安C ） C 礙、內(nèi)生變量 拌4 、同一統(tǒng)計安指標(biāo)按時間順序骯記錄的數(shù)據(jù)稱為骯 (B熬 ) 。 B 斑、時間序列數(shù)據(jù)安 氨5 、模型中其斑數(shù)值由模型本身暗決定的變量變是半 (B ) 班B 、內(nèi)生變量胺6 、半對數(shù)模壩型 拌中，參數(shù) 挨的含義是（ 拜C ）捌 佰A X 的白絕對量變化，引扳起 Y 的絕對隘量變化 搬B

17、Y 關(guān)拔于 X 的邊際案變化 罷C X 的絆相對變化，引起氨 Y 的期望值昂絕對量變化 斑 板 D Y拌 關(guān)于 X 的襖彈性 骯7 、在一元線扮性回歸模型中，暗樣本回歸方程可笆表示為：（ 柏C ） 艾 A 敖、 隘 B 、扒 捌 C 、 奧 癌D 、 耙 （其中 骯） 芭8 、設(shè) OL搬S 法得到的樣半本回歸直線為 吧，以下說法不正班確的是 (笆D擺 ) 叭A 斑扒扒 B 藹在回歸直線上 胺C 般白拌 D 笆 稗9 、在模型 凹的回歸分析結(jié)果版報告中，有 板， 跋，則表明（ 襖C哀 ） A 、解澳釋變量 艾對 礙的影響是顯著的爸 B 、解釋變跋量 昂對 翱的影響是顯著的捌 C 、解釋變爸量 懊

18、和 八對 捌的聯(lián)合影響是顯啊著的 D 、解斑釋變量 盎和 啊對 稗的影響是均不顯按著 胺10 、一元線絆性回歸分析中的搬回歸平方和 T癌SS 的自由度稗是 （ B 挨） 扒 A 白、 n哀 B 、俺 n-1拜 C 、 阿n-k骯 D 、 罷1 隘四、論述題（ 斑25 分） 佰 哎1. （ 10拔 分）建立城鎮(zhèn)邦居民食品類需求搬函數(shù)模型如下：礙 斑其中 傲V 矮為 人均購買食爸品支出額、 阿Y 骯為人均收入、 鞍為食品類價格、癌 骯為其它商品類價搬格。 拌啊 指出參數(shù)估計鞍量的經(jīng)濟意義是鞍否合理，為什么半？ 安搬 為什么經(jīng)常采百用交叉估計方法搬估計需求函數(shù)模吧型？ 癌答： 壩骯 對于以購買食按品

19、支出額位被解伴釋變量的需求函傲數(shù)模型，即 愛參數(shù) 皚、 凹、 罷估計量的經(jīng)濟意扮義分別為人均收佰入胺、食品類價格、扒其它商品類價格矮的需求彈性；由懊于食品為必須品凹， 版V 耙為 人均購買食霸品支出額，所以絆 稗應(yīng)該在 0 與柏 1 之間， 斑應(yīng)該在 0 與辦 1 之間， 背在 0 左右，啊三者之和為 1傲 左右。所以，岸該模型估計結(jié)果案中 絆的估計量缺少合敖理的經(jīng)濟解釋。瓣 笆藹 由于該模型中愛包含長期彈性 骯和短期彈性 哀與 鞍，需要分別采用巴截面數(shù)據(jù)和時序班數(shù)據(jù)進行估計，唉所以經(jīng)常采用交拌叉估計方法估計壩需求函數(shù)模型。凹 挨2. （ 15鞍 分）建立中國鞍居民消費函數(shù)模笆型 埃t=197

20、8,搬1979, 藹 ,2001 巴其中 笆表示居民消費總跋額， 愛表示居民收入總敗額。 捌鞍 能否用歷年的搬人均消費額和人艾均收入數(shù)據(jù)為樣愛本觀測值估計模班型？為什么？ 安扮 人們一般選擇百用當(dāng)年價格統(tǒng)計哎的居民消費總額凹和居民收入總額霸作為樣本觀測值按，為什么？這樣愛是否違反樣本數(shù)半據(jù)可比性原則？案為什么？ 靶拌 如果用矩陣方安程 百表示該模型，寫昂出每個矩陣的具巴體內(nèi)容，并標(biāo)明拜階數(shù)。 暗答： 盎藹 不可以。因為敗 歷年的人均消啊費額和人均收入凹并不是從居民消骯費總額和居民收般入總額的總體中稗隨機抽取的樣本白，違背了樣本與哀母體的一致性。案 頒八 因為 歷年的胺居民消費總額和敖居民收入總

21、額具愛有大致相同的“版價格”指數(shù)，是般否將它們轉(zhuǎn)換為扮不變價數(shù)據(jù)并不翱重要，不影響數(shù)傲據(jù)在樣本點之間壩的可比性。 其中 襖五、應(yīng)用題（ 背21 分） 叭根據(jù)中國 19佰50 19頒72 年進出口巴貿(mào)易總額 拌（單位億元）與凹國內(nèi)生產(chǎn)總值 搬（單位億元）的岸數(shù)據(jù)，估計了進靶出口貿(mào)易總額和背國內(nèi)生產(chǎn)總值之搬間的關(guān)系，結(jié)果瓣如下： 翱Depende艾nt Vari癌able: L巴OG(Y) 稗Method:背 Least 八Squares拔 敖Date: 敗06/05/0矮3唉 Time: 藹11:02 耙Sample:百 1950 1翱972 暗Include安d obser靶vations凹:

22、 23 擺Variabl罷e 拔Coeffic笆ient 扒Std. Er頒ror 吧t-Stati傲stic 澳 鞍C 辦0.68267敗4 礙0.23542罷5 安2.89975安15 扳 伴LOG(X) 霸0.51404隘7 爸0.07018拌9 百7.32377奧7 阿 吧R-squar百ed 翱0.71864捌1 澳Mean de辦pendent俺 var 皚4.59604奧4 跋Adjuste般d R-squ把ared 笆0.70524巴3 捌S.D. de矮pendent皚 var 瓣0.30126盎3 皚S.E. of隘 regres昂sion 愛0.16356鞍0 傲Akai

23、ke 懊info cr班iterion叭 敖-0.7003巴28 班Sum squ案ared re邦sid 矮0.56179巴2 矮Schwarz半 criter絆ion 俺-0.6015氨89 巴Log lik笆elihood案 翱10.0537疤7 暗F-stati耙stic 皚53.6377翱1 凹Durbin-奧Watson 笆stat 襖0.51852扒8 昂Prob(F-耙statist扳ic) 案 壩根據(jù)上述回歸結(jié)澳果回答下面各題白： 擺（ 1 ）根據(jù)俺以上回歸結(jié)果，扮寫出 回歸分析俺結(jié)果報告。 （扳 7 分） 暗(0.24) 澳(0.07) 捌， F 5爸3.63 ， 翱d.f

24、. 班21 昂（ 2 ）分析疤該結(jié)果的系數(shù)顯挨著性。（ 6 扳分） 敖首先，常數(shù)項的邦顯著性分析。因案為：由表中結(jié)果捌知，系數(shù)顯著性傲檢驗的 t 統(tǒng)敖計量的值為 2叭.90 ，查表伴知， 熬；而 2.9柏1.962 ，俺故常數(shù)項是顯著敗不為零的。 暗其次，斜率的系把數(shù)顯著性分析：壩因為：由表中結(jié)挨果知，系數(shù)顯著笆性檢驗的 t 八統(tǒng)計量的值為 奧7.32 ，查艾表知， 翱；而 7.32霸1.962 巴，故斜率項是顯唉著不為零的。 靶（ 3 ）解釋啊模型擬合優(yōu)度的罷含義。（ 4 半分） 叭由表中結(jié)果可知皚，模型的調(diào)整的按擬合優(yōu)度為 0凹.71 ，意味案著模型解釋了被邦解釋變量樣本變班化的 71%

25、伴。 矮（ 4 ）試對八模型結(jié)果的經(jīng)濟骯意義進行解釋。班（ 4 分） 懊根據(jù)模型結(jié)果可耙知：我國在 1癌950 1岸972 年間，阿國內(nèi)生產(chǎn)總值對叭于進出口總額之襖間具有顯著的相昂關(guān)性，具體地，案進出口總額關(guān)于佰國內(nèi)生產(chǎn)總值的按彈性系數(shù)約為 鞍0.51 ，即哀國內(nèi)生產(chǎn)總值每佰增加一個百分點瓣，進出口總額平奧均增加 0.5扳1 個百分點。捌 白五昂、爸分析題叭(本大題共5小敗題，每小題4分扒，共按31懊分)熬43唉（1哎0把分）某人試圖建佰立我國煤炭行業(yè)盎生產(chǎn)方程，以煤百炭產(chǎn)量為被解釋霸變量，經(jīng)過理論胺和經(jīng)驗分析，確版定以固定資產(chǎn)原敖值、職工人數(shù)和版電力消耗量變量邦作為解釋變量，絆變量的選擇是正

26、昂確的。于是建立斑了如下形式的理拔論模型： 捌煤炭產(chǎn)量= 固把定資產(chǎn)原值+ 板職工人數(shù)+ 電敗力消耗量+ 捌選擇2000年頒全國60個大型吧國有煤炭企業(yè)的爸?jǐn)?shù)據(jù)為樣本觀測安值；固定資產(chǎn)原安值用資產(chǎn)形成年哎當(dāng)年價計算的價傲值量，其它采用扮實物量單位；采扳用OLS方法估拔計參數(shù)。指出該艾計量經(jīng)濟學(xué)問題芭中可能存在的主搬要錯誤，并簡單阿說明理由。白 唉43、邦答案：（答出4扮條給滿分） 岸絆 模型關(guān)系錯誤皚。直接線性模型斑表示投入要素之芭間完全可以替代唉，與實際生產(chǎn)活扒動不符。 版盎 估計方法錯誤拜。該問題存在明把顯的序列相關(guān)性辦，不能采用OL安S方法估計。 岸捌 樣本選擇違反般一致性。行業(yè)生白產(chǎn)方

27、程不能選擇拌企業(yè)作為樣本。佰 氨版 樣本數(shù)據(jù)違反扮可比性。固定資佰產(chǎn)原值用資產(chǎn)形稗成年當(dāng)年價計算拔的價值量，不具瓣備可比性。 半扮 變量間可能不哎存在長期均衡關(guān)絆系。變量中有流皚量和存量，可能吧存在1個高階單叭整的序列。應(yīng)該百首先進行單位根跋檢驗和協(xié)整檢驗斑。 盎44氨（罷10俺分）選擇兩要素邦一級CES生產(chǎn)把函數(shù)的近似形式拜建立中國電力行白業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)模斑型： 芭其中Y為發(fā)電量版，K、L分別為傲投入的資本與勞愛動數(shù)量，t為時耙間變量。 盎扮 指出參數(shù)、疤、m的經(jīng)濟含叭義和數(shù)值范圍；昂 昂笆 指出模型對要熬素替代彈性的假艾設(shè)，并指出它與板C-D生產(chǎn)函數(shù)八、VES生產(chǎn)函澳數(shù)在要素替代彈扳性假設(shè)上

28、的區(qū)別伴； 叭案 指出模型對技懊術(shù)進步的假設(shè)，瓣并指出它與下列皚生產(chǎn)函數(shù)模型在伴技術(shù)進步假設(shè)上敖的區(qū)別； 扒44、稗答案： 拌擺 參數(shù)為技術(shù)邦進步速度，一般半為接近0的正數(shù)靶；為替代參數(shù)挨，在（1，瓣）范圍內(nèi)；m為鞍規(guī)模報酬參數(shù)，骯在1附近。 芭安 該模型對要素艾替代彈性的假設(shè)搬為：隨著研究對吧象、樣本區(qū)間而絆變化，但是不隨哎著樣本點而變化白。而C-D生產(chǎn)佰函數(shù)的要素替代擺彈性始終為1，凹不隨著研究對象隘、樣本區(qū)間而變奧化，當(dāng)然也不隨翱著樣本點而變化辦；VES生產(chǎn)函壩數(shù)的要素替代彈巴性除了隨著研究傲對象、樣本區(qū)間骯而變化外，還隨鞍著樣本點而變化半。 懊吧 該模型對技術(shù)般進步的假設(shè)為希藹克斯中性

29、技術(shù)進霸步；而生產(chǎn)函數(shù)稗模型的技術(shù)進步盎假設(shè)為中性技術(shù)翱進步，包括3種瓣中性技術(shù)進步。壩45。絆（胺11柏分）試指出在目案前建立中國宏觀矮計量經(jīng)濟模型時班，下列內(nèi)生變量岸應(yīng)由哪些變量來柏解釋，簡單說明鞍理由，并擬定關(guān)靶于每個解釋變量板的待估參數(shù)的正扒負(fù)號。 班跋 輕工業(yè)增加值霸 藹藹 衣著類商品價翱格指數(shù) 艾爸 貨幣發(fā)行量 芭佰 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料藹進口額 唉45、瓣答案： 拜敗 輕工業(yè)增加值胺應(yīng)該由反映需求芭的變量解釋。包疤括居民收入（反伴映居民對輕工業(yè)骯的消費需求，參胺數(shù)符號為正）、矮國際市場輕工業(yè)皚品交易總額（反百映國際市場對輕白工業(yè)的需求，參靶數(shù)符號為正）等啊。 邦扮 衣著類商品價捌格指數(shù)應(yīng)

30、該由反鞍映需求和反映成邦本的兩類變量解啊釋。主要包括居哀民收入（反映居岸民對衣著類商品瓣的消費需求，參罷數(shù)符號為正）、奧國際市場衣著類礙商品交易總額（阿反映國際市場對拜衣著類商品的需白求，參數(shù)符號為搬正）、棉花的收稗購價格指數(shù)（反扳映成本對價格的稗影響，參數(shù)符號捌為正）等。 拜伴 貨幣發(fā)行量應(yīng)柏該由社會商品零按售總額（反映經(jīng)傲濟總量對貨幣的懊需求，參數(shù)符號唉為正）、價格指百數(shù)（反映價格對叭貨幣需求的影響板，參數(shù)符號為正拔）等變量解釋。阿 白藹 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料扳進口額應(yīng)該由國翱內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)增加安值（反映國內(nèi)需背求，參數(shù)符號為把正）、國內(nèi)農(nóng)業(yè)頒生產(chǎn)資料生產(chǎn)部襖門增加值（反映笆國內(nèi)供給，參數(shù)罷符號為負(fù)）

31、、國邦際市場價格（參柏數(shù)符號為負(fù)）、絆出口額（反映外敖匯支付能力，參翱數(shù)符號為正）等背變量解釋。襖Eviews 安上機 計量經(jīng)斑濟哎一 多重共線檢白驗 唉1 file-耙new-wor安kfile 半 在 star拌t 與end 靶中輸入 初始與八結(jié)束年份 皚點OK板2 quick敗-empty 瓣group 將班相應(yīng)的exce拜l數(shù)據(jù)粘貼進去氨 點name保芭存一下 愛3 proc-翱make es辦timatio靶n 將方程改癌為正確的形式 澳如此例 初始方襖程爸修改為白 點確定 點癌name保存一皚下 礙4 顯示結(jié)果如吧圖皚試卷答題格式如唉下：Y=-12伴815.75+瓣6.213X1鞍

32、+0.421X唉2-0.166邦X3-0.09鞍8X4-0.0瓣28X5捌 (-0.柏91) (凹8.39) 芭 (3.32按) (-2罷.81) (拌-1.45) 艾 (-0.14搬)背 R2 (R靶的平方)=0.案9828 R百-2（R杠的平八方）=爸0.9756 邦 F唉=137.12啊 D.W.=扳1.81吧再就結(jié)果的經(jīng)濟霸意義做適當(dāng)分析半。百二 多重回歸修稗正 拜1 在八窗口 vie案w-corre背lation(班第一個)-co般mmon sa背mple 生成靶相關(guān)系數(shù)矩陣 白name保存一俺下 重點看X1暗矮X5與Y的相關(guān)芭系數(shù) 越大越好愛2 關(guān)聯(lián)度從大扳到小檢驗，P值板小于0.

33、05為啊通過。例如此例癌中先檢驗X1：氨右鍵點擊eq0癌1-objec鞍t copy如鞍圖敖點OK，打開e案q02 pr澳oc-spec藹ify/est伴imate 改昂為拌，點確定，由結(jié)敖果懊可知P值小于0吧.05通過，保半留X1。以此類皚推，得到最終結(jié)吧果，盎伴Y=f(X1,按X2,X3) 暗 答案格式見壩126頁氨4.3.5佰，寫前三行。邦三 序列相關(guān)檢岸驗盎1 D.W檢驗斑 P116 敗 以數(shù)據(jù)鞍4.2.1熬做出結(jié)果氨后，n=24懊 k=2靶 查D.W檢驗襖表，5%的，得白dl=1.27敖 du=1.4翱5 D.W=疤0.628半，再將D.W值背與dl du值翱比較，爸規(guī)則：若 0伴D

34、.Wdl，罷則存在正自相關(guān)白；愛若dlD.W背du，則不能疤確定； 癌若duD.W疤4-du，則拔無自相關(guān)；按若4-duD礙.W4-dl懊，則不能確定；盎若4-dlD叭.W4，則存挨在負(fù)相關(guān)。澳此例中 D.W藹=0.628辦dl，故存在正搬自相關(guān)笆LM檢驗 在安窗口中，vie皚w-resid盎ual tes板ts- ser巴ial cor般relatio邦n LM te隘st佰拔 從一階開始實按驗，結(jié)果如下胺P值（灰色部分扒）小于0.05俺，拒絕H0，則敖存在序列相關(guān)，佰所以實驗二階。盎在伴窗口中，vie凹w-resid耙ual tes俺ts- ser巴ial cor板relatio半n LM te疤st艾八 結(jié)果如下伴 P值（灰色部胺分）小于0.0背5，拒絕H0，熬則存在序列相關(guān)搬，所以繼續(xù)實驗襖三階。在懊窗口中，vie跋w-resid按ual tes礙ts- ser隘ial cor爸relatio骯n LM te澳st伴搬 結(jié)果如下背 P值（灰色部瓣分）沒有全部小柏于0.05，所哎以接受H0，不懊存在序列相關(guān)，巴檢驗到此為止。瓣結(jié)論：原模型存敖在兩階序列相關(guān)傲性。耙四 序列相關(guān)修百正拔1 廣義差分法藹 在半窗口中 pro敖c-speci版fy/esti奧mate般敗 輸入模型辦，確定 結(jié)果如搬下白檢驗通過（與L暗M法中檢驗方式矮相同） 模型邦