博士计量经济学试题(共21页)

1、精选优质文档-倾情为你奉上计量经济学博士研究生入学试题（A）解答一、简答题1、 指出稳健标准误和稳健统计量的适用条件。答：稳健标准误和稳健统计量的适用条件是样本容量较大的的场合。在大样本容量的情况下，一般在横截面数据分析中总是报告稳健标准误。在小样本情况下，稳健统计量不那么接近分布，从而可能导致推断失误。2、 若回归模型的随机误差项可能存在（）阶自相关，应采用什么检验？其检验过程和检验统计量是什么？答：如果模型：的误差项满足：，其中是白噪声。 原假设: ,，那么，以下两种回答都可以。 1）、(1). 对,( )做回归,求出残差； (2). 对, ,，做回归, ( ),得到； (3). 计算(2

2、)中的,，联合检验统计量。若检验统计量大于临界值，则判定回归模型的随机误差项存在（）阶自相关；否则，则判定判定回归模型的随机误差项不存在（）阶自相关。2）、 完成了1）中的（1）、（2）两步以后，运用布劳殊戈弗雷检验（Bresch Goldfery test），由于它在原假设成立时渐近服从分布。当大于临界值，则判定回归模型的随机误差项存在（）阶自相关；否则，判定回归模型的随机误差项不存在（）阶自相关。3、 谬误回归的主要症状是什么？检验谬误回归的方法主要有哪些？在回归中使用非平稳的时间序列必定会产生伪回归吗？答：格兰杰（Granger）和纽博尔德（Newbold）认为在用时间序列数据进行回归估

3、计时，如果在数值上大于德宾沃特森统计量，则我们应当怀疑有谬误回归存在。检验谬误回归的方法主要是用DF和ADF检验考察回归的残差是否服从I(0)，进而判定变量之间的关系是否为协积的，从而检验出谬误回归的存在性。回归中使用非平稳的时间序列不一定会产生谬误回归，比如两个协积的变量，虽然它们可以非平稳，但是不会产生谬误回归。4、一般的几何滞后分布模型具有形式：， ， ， 。如何对这类模型进行估计，才能获得具有较好性质的参数估计量？答：对一般的几何滞后分布模型 ，有限的观测不可能估计无限的参数。为此，必须对模型形式进行变换：注意到： ， 从而： 由于与相关，所以该模型不能用OLS方法进行估计，必须采用诸

4、如工具变量等方法进行估计，才能获得具有较好性质的参数估计量。 5、假定我们要估计一元线性回归模型：， ， 但是担心可能会有测量误差，即实际得到的可能是，是白噪声。如果已经知道存在与相关但与和不相关的工具变量，如何检验是否存在测量误差？答：已知存在与相关但与和不相关的工具变量，用最小二乘法估计模型，得到残差。把残差作为解释变量放入回归方程，用最小二乘法估计这个人工回归，对显著性假设运用通常的检验。 ： （与之间没有相关性） ： （与之间有相关性）注意，由可推得，即：。利用对所做回归得到的残差替代，对系数作估计，当检验显著时就表明与之间有相关性，即存在测量误差。否则就没有。6、考虑一个单变量平稳过

5、程 （1） 这里， 以及 。 由于（1）式模型是平稳的，都将达到静态平衡值，即对任何有： ， 于是对（1）式两边取期望，就有 ( 2) 也就是 (3) 这里是关于的长期乘数，重写(1)式就有： (4) 我们称(4)式为(1)式的误差修正机制（Error-correction Mechanism）表达式（ECM）。在（4）式中我们可以发现长期均衡的正、负偏离对短期波动的作用是对称的。假如这种正、负偏离对短期波动的作用不是对称的，那么模型应该如何设计与估计？答：若对误差修正（ECM）模型，假如发现长期均衡的正、负偏离对短期波动的作用是非对称的话，模型可以设计如下： 其中为虚拟变量，表示Y偏离的方向

6、。当正偏离时，误差修正项系数为；当为负偏离时，误差修正项系数为。参数估计的方法可用MLE，也可用OLS。7、检验计量经济模型是否存在异方差，可以用布罗歇帕甘检验（Breusch Pagan）和怀特（White）检验，请说明这二种检验的差异和适用性。答：当人们猜测异方差只取决于某些解释变量时，布罗歇帕甘检验（Breusch Pagan）比较适合使用；当人们猜测异方差不仅取决于某些解释变量，还取决于这些自变量的平方和它们的交叉乘积项时，怀特（White）检验比较适合使用。虽然，有时使用布罗歇帕甘检验无法检验出异方差的存在，但用怀特（White）检验却能检测出来。不过，怀特（White）检验要用掉很

7、多自由度。8、在模型设定时，如果遗漏重要变量，那么模型中保留下来的变量系数的OLS估计是无偏和一致的吗？请举简例说明。答：在模型设定时，如果遗漏重要变量，那么模型中保留下来的变量系数的OLS估计通常是有偏和不一致的。例如，假定工资模型为： 如果估计时遗漏了变量，得到如下估计模型： 即使假定 无关，我们也容易证明与也都是有偏和不一致的，且有：由于，并且变量与正相关，因此，是正偏误和不一致的。二、综合题1、为了比较、和三个经济结构相类似的城市由于不同程度地实施了某项经济改革政策后的绩效差异，从这三个城市总计个企业中按一定规则随机抽取个样本企业，得到这些企业的劳动生产率作为被解释变量,如果没有其它可

8、获得的数据作为解释变量，并且城市全面实施这项经济改革政策，城市部分实施这项经济改革政策，城市没有实施这项经济改革政策。如何建立计量经济模型检验、和这三个城市之间由于不同程度实施某项经济改革政策后存在的绩效差异？解：把、两个城市中第企业的劳动生产率写成如下模型： ， （1） 这里，虚拟变量可表示为： （2） （3）于是，参数表示城市C企业的期望劳动生产率，而参数表示城市A企业的期望劳动生产率与城市C企业的期望劳动生产率之间的差异，即+表示城市A企业的期望劳动生产率；参数表示城市B企业的期望劳动生产率与城市C企业的期望劳动生产率之间的差异，即+表示B城市企业的期望劳动生产率，即： （4）要检验城市

9、A企业的期望劳动生产率与城市B企业的期望劳动生产率之间的有无显著差异，改写模型为： ， 其中，； 此时，有： （5）运用检验看参数是否显著地不为0，否则就认为城市A企业的期望劳动生产率与城市B企业的期望劳动生产率之间无显著差异2、用观测值和估计模型得到的估计值为 和 括号内为t统计量。由于的t值较小，去掉滞后回归自变量重新估计模型，这时，R2为多少？解：去掉滞后回归自变量后所估计的模型可以看作是无约束模型： 在约束条件： 之下所得到的估计。这里， 。 设无约束模型的残差向量为，带约束模型的残差向量为，则有： ，从而可得到： 令， 则有 ，从而可得到：注意到带约束模型的残差平方和与无约束模型的残

10、差平方和存在如下关系： 由 ， 可推得：同理，由 可推得：所以，3、对线性回归模型： ， （） - （1）满足 。假定 可以作为合适的工具变量，且，请导出工具变量估计量，并给出它的极限分布。 解：由于，所以参数向量的估计将是不一致的。假定 可以作为合适的工具变量，对模型进行变换： - （2）从而有： - （3）根据： ， - （4）并且 所以运用估计方法，可得： -（5）注意到：由（4）和中心极限定理，可得： 的极限分布为正态分布，其中： 也就是，：4、考虑如下受限因变量问题：1）、二元离散选择模型中的Logit模型，在给定，条件之下的条件概率为：在重复观测不可得的情况下，运用极大似然估计方法

11、证明： 其中， 。2）、为什么利用观测所获得的正的数据来估计Tobit模型是不合理的？3）、对Tobit模型： ，以及服从正态分布，； ； 求：（1）、；（2）、对重复观测不可得的情况详细说明Heckman提出的模型估计方法。答案：1）、 证明：对Logit模型，其似然函数可写成如下形式： - （1）（1）式的对数似然函数为： - （2） （2）式关于参数的一阶导数为： 于是，一阶条件为： - （3） 由（3）式可知： - （4） 由于中第一分量为常数1，所以根据（4）式可得到： 2）、假定我们考虑的Tobit模型为： ，以及服从正态分布，满足； 。 则有： 即： 也就是仅仅考虑利用观测所获得

12、的正的数据来估计Tobit模型，所获得的参数的估计是有偏的，并且其数值大于，并且依赖于 ，这就是仅仅运用正观测值子样本来估计Tobit 模型的不合理性。 3）、我们知道，对于Tobit 模型有这样的结论： （1） 这里， ， ， 。如果有关于的估计，就可得到的一致估计。 James Heckman设计出了一种相对比较简单的两步估计法，但这个估计法能够得到的一致估计。（1）在重复观测不可得的条件下，具体的估计步骤如下： 第一步，我们通过Probit模型来区分“”的观测和“”的观测，可以得到： ，运用极大似然估计方法有： （2） 对数似然函数为： （3） 根据：， 利用数值运算方法可以求得，这样就

13、很容易获得 。 第二步，我们在获得了之后，考虑下述模型： ， （） （4）其中，我们假定满足高斯马尔可夫条件。于是，运用OLS方法可以得到Tobit模型的参数估计。但是，需要注意的是，完全可能不满足高斯马尔可夫条件，出现序列相关或异方差的现象，因此，需要运用广义最小二乘法(GLS)或可行的广义最小二乘法(FGLS)。一般情况下，由OLS方法得到的t 检验是有偏的。另外，Heckman的二步估计法不如Fair的极大似然估计法那样有效。因此，只要可能的话，最好采用极大似然估计法。计量经济学博士研究生入学试题（B）解答一、简答题1、 说明随机游动过程和单位根过程的联系与差异？如何检验某个经济变量具有

14、单位根？答：随机游动过程在形式上与单位根过程完全一样，但它们之间的本质性差异在上。当是白噪声时，我们就称该过程为随机游动过程（random walk）；当是平稳过程时，该过程就是单位根过程。随机游动过程是单位根过程的一种特殊情形，它是非平稳过程。如果某个经济变量的数据发生过程满足 ，假定随机干扰项独立同服从于均值为0，方差为的分布时，检验它是否具有单位根可以用迪基和富勒（DF）检验；如果放宽对随机干扰项的限制，允许随机干扰项服从一个平稳过程，即，在这种的情况下，它是否具有单位根可以用增广的迪基和富勒（ADF）检验。2、 协积的概念是什么？如何检验两个序列是协积的？答：如果和都是非平稳过程变量，

15、则我们自然会预期它们的差，或者诸如一类的任何线性组合也是的。但是，有一种很重要的情形就是是一个平稳的过程。这一情形我们称和是协积的。协积意味着和拥有相似的随机趋势，于是它们的差就是平稳的，它们相互之间绝不会偏离太远。协积变量和之间表现出一种定义为的长期均衡关系，而是均衡误差，表示对长期均衡关系的一种短期偏离。通过检验误差是否平稳，我们判断和之间是否协积。因为我们不能观察，所以就使用迪基富勒（DF）检验，通过检验最小二乘估计的残差的平稳性来替代。3、在二元离散选择的模型中解释变量变化作用的符号与其系数的符号有什么关系？为什么？ 至少写出二点关于模型与二元离散选择的模型的区别？答：在Probit模

16、型、Logit模型中的参数是无法直接解释的。我们可以通过如下微分来考察这些模型： （1） （2）这里，表示标准正态密度函数。这些微分度量了变化的边际作用。变化的边际作用都依赖于的数值。在（1）和（2）两种情况下，变化作用的符号与其系数的符号是相一致的。模型与二元离散选择的模型的区别：（1）概率单位模型和Tobit 模型的区别是前者因变量使用的是哑变量，后者因变量使用的是删尾的连续变量；（2）Tobit 模型中要比时有更重的权数，因为有 ，这是其它离散选择模型所不具备的。4、海德拉斯（Hildreth）和卢（Lu）(1960) 检查分析了30个月度的时间序列观测数据（从1951年3月到1953年

17、7月），定义了如下变量：cons = 每人冰激凌的消费量（按品脱计）income = 每周平均的家庭收入（按美元计）price = 每品脱冰激凌的价格（按美元计）temp = 平均气温（°F） 1）、用cons对income，price，tem和常数作线性回归模型，得到DW统计量的数值为1.0212，请说明模型存在什么病态？答：说明模型的随机误差项可能存在序列相关，因此，用cons对income，price，tem和常数作线性回归模型所得到的参数估计可信度低。2）、上述模型中加入平均气温的一阶滞后项tem(-1)，得到，并且该项的系数估计为负，请说明加入该项的作用以及系数为负的经济含

18、义。答：模型中加入平均气温的一阶滞后项tem(-1)后，有助于改善随机误差项存在序列相关所带来的干扰和影响；该项系数为负说明，如果上月的平均气温很高，当月趋于正常的话，当月每人冰激凌的消费量不会保持上个月的高水平，只会有所下降，并与当月的平均气温呈正向因果关系；反之也一样。3）、请写出2）中模型的另一种表达式，说明该表达式中变量系数的符号，解释符号的经济意义。答：若，且其参数满足： ， ， ， ，且有，因为，一般当月的平均气温对每人当月冰激凌的消费量影响最大。 我们可以把上述模型进行变形，即： 其中，各个变量的系数满足 ， ， ， 。 这说明每人月冰激凌的消费量受价格的抑制影响，而收入与当月的

19、平均气温与每人冰激凌消费量的走向一致，当月平均气温的变化量与每人冰激凌消费量的变化也是一致的。4、 说明和调整的之间的差异，为什么在多变量线性回归模型的拟合评价中人们主要用，而不是一般的决定系数呢？答： 由于， 而 因此，当模型中引入另外的回归变量时，无论这个变量是否合理，值永远不会减小。是用于修正自由度的拟合优度度量，即：于是，当模型中引入另外的回归变量时，值也许就会减小。因此，并不依赖于模型中解释变量的个数，这也就是在多变量线性回归模型的拟合评价中人们主要用，而不是用一般的拟合优度。5、 对于一种简化的异方差模型，即假定：，这里假定可以被估计的。那么关于参数的可行的广义最小二乘估计（FGL

20、S）量如何得到？它是否还具有广义最小二乘估计的优良性质？答：假定 ，是已知的。于是，关于参数的广义最小二乘估计（GLS）量适用于下述转换了的模型： 很明显，转换了的模型的随机扰动项具有同方差。这样，就产生了GLS估计量： 由于可以被估计，则得到参数可行的广义最小二乘估计（）量，即 显然，不再具有无偏性的性质，但一致性继续保持。7、在美国有人对密歇根的Ann Arbor的大学生进行调查，认为男生和女生对空间（用ROOMPER度量）和距学校的距离（用DIST度量）具有不同的观点。试问如何利用租金（用RENT度量）数据对下述模型： 用检验法检验假设？注：为虚拟变量 （1；如果是女生; 0；如果是男生

21、）。答：假定被调查的男大学生和女大学生人数分别为和，利用被调查的男大学生和女大学生的数据分别对下述模型： 进行估计，得到， 。 于是，对原假设 和备择假设 。检验统计量为 在原假设 成立时服从分布。若 ，则拒绝原假设设，认为成立；否则，就认为不成立。8、为了研究美国住房需求情况，我们利用对3120个家庭调查的截面资料资料，对以下回归模型：其中 Q=3120个家庭中的任何一个家庭每年所需要的住房面积平方英尺数；P=家庭所在地住房的价格；Y=家庭收入。假设我们认为住房需求由两个方程组成，一个描述黑人的住房需求，另一个描述白人的住房需求，这个模型可以写成： ；白人家庭 ；黑人家庭我们希望对黑人需求方

22、程的系数等于白人需求方程的系数的原假设进行检验。这个假设是联合假设： 为了对上述假设进行检验，我们首先对上述模型进行估计，并将每个方程的误差平方和相加，得到。现在，假设原假设为真，则模型简化为 所有家庭对这个模型进行估计，得到它的误差平方和。我们能否认为系数全相等是正确的？答：对于黑人需求方程的系数等于白人需求方程的系数的原假设进行检验，我们采用邹检验（Chow test）。在原假设成立时，计算检验统计量，远大于5%显著性水平时的临界值，所以拒绝黑人需求方程的系数等于白人需求方程的系数的原假设，它们之间存在显著差异。二、综合题1、假定模型的矩阵形式 ，其中， ；1）、假定，求在条件下，参数的最

23、小二乘估计量。2）、假定且是正态向量，构造检验原假设： 的检验统计量，并说明该检验统计量服从F分布。3）、如何判断参数线性约束条件是否成立，请做说明。4)、证明：对模型显著性检验的统计量，请说明原假设是什么？其中，是模型 在无约束条件下作估计所得到的拟合优度。解：1）、要求在约束条件下，参数向量的最小二乘估计量，目标是求向量函数达到最小时的参数向量。对上述函数求导可得： （1） （2）因为， （3）所以， （4）即 （5）2）、 根据上式中带约束参数向量的最小二乘估计公式，我们有： （6）从而，可以得到带约束参数向量模型的最小二乘估计残差公式： 整理以后可得到： （7） 也就是说，带约束参数向

24、量模型的最小二乘估计残差平方和相对于无参数向量约束模型的最小二乘估计残差平方和会变大，即： （8）要检验原假设：是否成立，需要构造检验统计量。根据（8）式中所体现的性质，我们构造检验统计量： ， 这里 。 （9）当原假设：成立并且误差向量不仅满足高斯马尔柯夫条件，还满足正态分布时，可以得到：服从自由度为分布，即。3）、对于给定的检验水平，若时，说明带约束参数向量模型的最小二乘估计残差平方和与无参数向量约束模型的最小二乘估计残差平方和之间差异显著，此时，我们对参数向量的约束条件不成立，也就是说在原始模型中并不存在参数之间的这种约束关系。因此，我们拒绝原假设。若时，说明带约束参数向量模型的最小二乘

25、估计残差平方和与无参数向量约束模型的最小二乘估计残差平方和之间在统计上没有什么差异，此时，我们对参数向量的约束条件是合理的，也就是说在原始模型的参数之间确实存在着这种关系。因此，我们接受原假设。4）、注意到无参数向量约束条件时模型的拟合优度（或称决定系数） 和参数向量带约束条件时模型的拟合优度（或称决定系数） 分别为： ,从而有：，可以推得：这样，残差形式的检验统计量：又可以写成拟合优度形式的检验统计量： 因此，当对模型显著性检验的统计量，则原假设指的是所有解释变量的系数都为零，即：。也就是当成立时，有。这时，对模型显著性检验的统计量。2、对线性回归模型：， 其中随机误差向量满足高斯-马尔可夫

26、条件。1)、 定义最小二乘估计量.2)、 如果的第一列每个元素都是1, 证明最小二乘残差和为零，即。3)、 令 和 推导 和 的表达式。4)、 如果 与单位矩阵不成比例，试推出和(GLS)方差形式。解：1）、按照最小二乘的思想，我们定义该模型最小二乘估计量 注意，这时我们认为是可逆的矩阵。 2）、令，其中， ，则根据残差向量的矩阵形式，可以得到：， 于是可推得： ， 即有： 。3）、令 ， 根据 - （1）由（1）式左乘 ，可得： - （2）注意到： ，可得： - （3）同理： ，可得： - （4）4）、如果 与单位矩阵不成比例，则根据： 可得： 由于 为对称正定矩阵，所以存在非奇异矩阵，满足

27、，也就是 。根据这一性质，我们对模型进行变换： ， 显然， 。因此，对变换了的模型运用最小二乘估计，得到： 从而，。3、假设年轻男性职员与年轻女性职员的工资之间存在着恒定的差别，为检验年轻男性职员与年轻女性职员受教育的回报是否相同以及方便起见，在模型中只包含受教育水平和性别二个定性的解释变量。试设计模型既能体现存在恒定的工资差别，又能反映存在受教育回报上的差别，并对模型参数的估计及其所蕴涵的意义进行讨论。 解：假设年轻男性职员与年轻女性职员的工资 (wage) 之间存在着恒定的差别，同时为方便起见，在模型中只包含受教育水平 (edu) 和性别 (female) 二个定性的解释变量。为进行模型分

28、析，我们把定性的解释变量转换为可进行定量分析的虚拟变量，即： 由于本问题涉及的解释变量多于1个虚拟变量，因此，当被解释变量取为时，这些虚拟的解释变量系数就具有一种百分比的解释。为检验年轻男性职员与年轻女性职员受教育的回报是否相同，考虑到加入解释变量交互项能够产生不同的斜率这一作用，我们设计如下模型： - （1） 在（1）式中代入，就会发现，年轻男性职员这一组的截距为，而受过初等教育的斜率为。对于年轻女性职员这一组，代入；于是其截距为，而受过初等教育的斜率为。因此，度量了年轻男性职员与年轻女性职员在截距上的差异，度量了年轻男性职员与年轻女性职员在受过初等教育回报上的差异。 要估计模型（1），我们可以把它改写成： - （2） 对模型（2）中我们可以用方法估计出参数。 对于的取值可以分成如下四种情况： （1），； （2），； （3），；（4）， 。 其中，情形（1），表明，年轻女性职员组各种受教育水平的人的工资都比年轻男性职员来得低，并且其工资差距随着教育水平的提高而扩大；情形（2），表明，年轻女性职员组的截距小于年轻男性职员组，但年轻女性职员组的斜率却大于年轻男性职员组，这意味着年轻女性职员在受教育水平低的时候