第二套隔排列起來，這樣的數(shù)據(jù)稱為（B A.橫截面數(shù) B.時間序列數(shù)C.修勻數(shù) D.原始數(shù)2R2R2 A.21(1R2)nn

B.

2≥RC.R2

D.R21(1R2)nn3、半對數(shù)模型Yi12lnXiui中，參數(shù)2的含義是（ AYXCYXt4、已知五元標準線性回歸模型估計的殘差平方和為t

e2800A. B. C. D.5、現(xiàn)用OLS法得到的樣本回歸直線為Yi?1?2Xiei，以下說法不正確 A．ei B．Cov(Xi,ei)CY? DXY)6、Goldfeld-Quandt檢驗法可用于檢驗 A.異方差性B.多重共線性 7、用于檢驗序列相關(guān)的DW統(tǒng)計量的取值范圍是( A.0DWC.2DW

B.1DWD.0DW8、對聯(lián)立方程組模型估計的方法主要有兩類，即（ A.B.C.D.9、在模型Yt12X2t3X3tut的回歸分析結(jié)果報告中F263489.23，F(xiàn)的p值=0.000000，則表明（ AX2t對YtDX2tX3t對Yt的影響是均不顯著 A.無多重共線性假定成 B.同方差假定成C.零均值假定成 D.解釋變量與隨機誤差項不相關(guān)假定成11、應用DW檢驗方法時應滿足該方法的假定條件，下列不是其假定條件 A.解釋變量為非隨機 C.線性回歸模型中不能含有滯后內(nèi)生變量 12、在具體運用最小二乘法時,如果變換的結(jié)果是Yi1 X 1 2XiX 則Varui)是下列形式中的哪一種 xA.2 B.2x C. D.2logx種序列相關(guān)性就轉(zhuǎn)化為（B 異方差問 B.多重共線性問 D.設(shè)定誤差問14、關(guān)于自適應預期模型和局部調(diào)整模型，下列說法錯誤的有（ 15X有關(guān)，而且與消費者的量的個數(shù)為（C） B.2 C.3 D.4 1大學及以上；u滿足古 0大學以 假定。則大學以上群體的平均年度支出為（ A.EYi|Xi,D2i01 B.EYi|Xi,D2i112C.1 D.小二乘法得到的估計參數(shù)是（B）A.有偏且一致 B.有偏不一致C.無偏但一致 D.無偏且不一致18、下列宏觀經(jīng)濟計量模型中投資（I）函數(shù)所在方程的類型為( YC CYIt01t1t 1t 2 A.技術(shù)方程 D.行為方程19MH表示聯(lián)立方程組中全部的內(nèi)生變量與全部的前定變量之和的總數(shù)Ni表示第i個方程中內(nèi)生變量與前i個方程過度識別時，則有公式(A)成立。A.HNiM B.HNiMC.HNi D.HNiM回歸模型的所有假設(shè)，則估計量是一致估計量的模型有（B A．模B.C.D.具變量替代滯后內(nèi)生變量，該工具變量應該滿足的條件有（AE）A.與該滯后內(nèi)生變量高度相關(guān)B.與其它解釋變量高度相關(guān) 2（ABCDA、經(jīng)濟意義的檢驗B、統(tǒng)計推斷的檢驗C、計量經(jīng)濟學的檢驗 3（ABCDEA.外生變量B.滯后內(nèi)生變量C.D.前定變量E.4、廣義最小二乘法的特殊情況是（BDA.對模型進行對數(shù)變 B.最小二乘C.數(shù)據(jù)的結(jié) D.廣義差分E.期是1946—1954;重建后時期是1955—1963，模型如下：

Yt12XtYt34Xt關(guān)于上述模型，下列說法正確的是 ABC B.13,24時稱為平行回C.13,24時稱為共點回 13,24時稱為相異回E.1324三、判斷題（判斷下列命題正誤，并說明理由錯錯錯要求最好能夠?qū)懗鲆辉€性回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計t統(tǒng)計量的關(guān)Ft5、如果聯(lián)立方程模型中某個結(jié)構(gòu)方程包含了所有的變量,則這個方程不可四、1、家庭消費支出（Y、可支配收入（X1、個人個（X2）設(shè)定模型如下：Yi01X1i2X2iiLS//DependentVariableisYDate:18/4/05Time:15:18Sample:110Includedobservations:Std.C-R-MeandependentS.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwartz-F-Prob(F-n9Std.CX--XMeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwartzLog-F-Prob(F- k/=2，查表dL=0.697；dU=1.641；4-dL=3.303；4-dU=2.359DW=2.4382>2.359，因此模型存在一階負自y?2187.521se=（340.0103（0.0622）R20.9748,s.e. DW0.2934,F模型1y?145.44150.3971x8.7302（25.4269）R2

e2115.0660（18.4094）R2

e22e12計算F統(tǒng)計量，即F e2 1372.2024334.9370，給定2e12 t t tR20.5659,計算(np)R218*0.5659給定顯著性水平0.05，查2分布表，得臨界值 (3)7.81，其中，自0答：（1）這是異方差檢驗，使用的是樣本分段擬和（Goldfeld-Quant，F(xiàn)4334.9374.28，因此原假設(shè)，表明模型中存在異方差（2）ARCH(npR218*0.565910.18627.81B、 檢驗僅適宜于時間序列數(shù)據(jù)，且其漸進分布為2-分布Yi2.409.39lnXi3.36(Di(lnXi 其中：X是以計的人均收入Y是以年計的期望Sen和Srivastava認為人均收入的臨界值為1097（ln10977若人均收入超過1097，則被認定為富國；若人均收入低于1097，被認定為DilnXi7的原因是什么？如何解釋這個回歸解釋變解：（1）由lnX1X2.7183，也就是說，人均收入每增加1.7183倍， 會增加9.39歲。若當為富國時，Di1，則平均意義上，富國的人均收入每增加1.7183倍，其期望就會減少3.36歲，但其截距項的水平會增加23.52，達到21.12的水平。但從統(tǒng)計檢驗結(jié)果看，對數(shù)人均收入lnX對期望Y的影響并不顯著。方程的擬合情況良好，可進一步