西南财经_计量经济学期末试题

1、西南财经大学2007 2021学年第一学期各 专业本 科2005级三年级一学期学 号 评定成绩 分学生 担任教师?计量经济学?期末闭 卷考试题下述 一- 四 题全作计100分,两小时完卷 考试日期：试题全文：遵守考场纪律，防止一念之差贻误终生。题号-一一-二三三四总分得分阅卷 签名、单项选择题答案123456789101112131415161718192021222324252627282930、多项选择题答案12345678910、单项选择题每题1分，共30分1、以下模型中属于线性回归模型是()A.E(YXi)12X'B.E(YXi)1 J 2XC.E(YXi)12%D.YXi1U

2、i22、半对数模型InY01X中，参数1的含义是A. X的绝对量发生一定变动时，引起因变量Y的相对变化率B. Y关于X的弹性C. X的相对变化，引起 Y的期望值绝对量变化D. Y关于X的边际变化3、 在模型Y i 2X2t3X31ut的回归分析结果报告中，设F统计量对应p值为Pf ,给定显著性水平0.05,那么以下说确是说明A假设Pf ，解释变量X2t对Yt的影响是显著的B假设Pf ，解释变量X2t和X3t对Yt的联合影响是显著的C假设Pf，那么解释变量 X2t和X3t对X的影响均不显著D以上说法均不对4、 对被解释变量Y个别值作的区间预测，不具有的特点是A. 对Y的预测区间是随 XF的变化而

3、变化的B. 对Y的预测区间上下限与样本容量有关C. 对Y的预测区间只决定于随机扰动Ui的方差D. 对Y的预测区间不仅受抽样波动影响，而且还受随机扰动项的影响5、对多元线性回归方程的显著性检验，所用的F统计量可表示为2 .ESS (n k)R (n k)B 、 2RSS (k 1)(1 R ) (k 1)ESS (k 1)RSS (n k) D、ESSRSS (n k)6、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型，引入虚拟变量的个数与D.与被解释变量无关A. 样本容量大小有关B.与变量属性无关C.模型有无截距项有关 7、关于可决系数 R2，以下说法中错误的选项是A可决系数R2的定义为被回归方程已经

4、解释的变差与总变差之比；B R20,1 ；C可决系数R2反映了样本回归线对样本观测值拟合优劣程度的一种描述；D可决系数R2的大小不受到回归模型中所包含的解释变量个数的影响。8、用最小二乘法作回归分析时提出了古典假定，这是为了A.使回归方程更简化B.得到总体回归系数的最正确线性无偏估计C. 使解释变量更容易控制D.使被解释变量更容易控制9、 有截距项的四元线性回归模型估计的残差平方和为e2900，样本容量为n 35，那么随机误差项ut的方差估计量 ?2为A、10B、40C、30D、2010、多元线性回归分析中，调整后的可决系数2R与可决系数2R之间的关系AR21 (1可)口B、R2 > R

5、2n k、R22R 1 (111、如果回归模型违背了无自相关假定，最小二乘估计量A .无偏的，非有效的B.有偏的，非有效的C .无偏的，有效的D.有偏的，有效的12、设X1,X2为解释变量，那么完全多重共线性是1A. X爲 02B. x1eX201 xC. & X2 v 0(v为随机误差项)D.为e2 0 213、广义差分法是对()用最小二乘法估计其参数A. yt12XtutC. yt12XtB. yt 112Xt 1 ut 1ut D. ytyt 11(1)2(KXt 1) ut4114、在序列自相关的情况下，参数估计值的方差不能正确估计的原因是()A. E(ui2)2 B. E(q

6、Uj) 0(i j) C. EuJ 0 D. E(ui) 015、在DW检验中，不能判定的区域是A. 0 < ddL ,4-dL < d < 4B. du < d < 4-duC. dLdu,4-du < d < 4-dLD.上述都不对16、设 yi2XiUi,Var(Ui)2f(Xi)，那么对原模型变换的正确形式为()A. yi2XiUiXib y1Xiui.f(Xi). f(Xi). f (Xi). f(Xi)1f2(Xi)x2 2f (Xi)uiD.yf(Xi)1 f (Xi)2Xi f (Xi) uif(xj f (Xi)量为0.7454,那么

7、广义差分变量是()A. yt 0.6273yt1, Xt0.6273xt1b. yt0.7453yt 1 ,xt 0.7453xt 1C. yt 0.2547 yt1,Xt0.2547xt1D.yt 0.05yt 1,xt 0.05xt 118、设回归模型为yi12 X2i3 X3iui ,F列说明变量之间具有不完全多重共线性的是()A. 2 x20X30 B 2X20 X3v 0C. 0 x2 0X30 D. 0X20 X3v 017、模型的形式为 y，在用实际数据对模型的参数进行估计的时候，测得DW统计1 2X19、对于有限分布滞后模型在一定条件下，参数i可近似用一个关于i的多项式表示i=

8、0 ,1, 2,，k,其中多项式的阶数m必须满足 20、设无限分布滞后模型YtoXtiXt 12X tUt满足库伊克变换的假定，那么长期影响乘数为A不能确定B21、关于自适应预期模型和局部调整模型，以下说法错误的有它们由某种期望模型演变形成的它们最终都可以转换成自回归模型它们都满足古典线性回归模型的所有假设，从而可直接OLS方法进行估计它们经济背景不同22、大学教授薪金回归方程：Yj12D2i 3D3i Xii ,其中Yi大学教授年薪，Xi教龄,D2i1 男性0 其他 D3i白种人，那么非白种人男性教授平均薪金为 其他B E(YD2iC E(Yi D2i1,D3i0,Xi)0,D3i0,Xi)

9、d1,Xi)(0,D3i1,Xi)11D E(Yi D2iA E(Yi D2i2)Xi3)Xi ；Xi3Xi那么以下那个模型比拟适合Y23、假设想考察某地区的边际消费倾向在某段时间前后是否发生显著变化, 代表消费支出；X代表可支配收入；D表示虚拟变量C Yi12D2i3D3iX i i D YiD2i ui24、在分析两个定性变量对被解释变量影响的虚拟变量模型中，暗含着一个假定：两个定性变量是分 别是( )影响被解释变量的。A.随机地B.独立地C.交互地D.固定地25、简化式模型就是把结构式模型中的生变量表示为( )A. 外生变量和生变量的函数关系C. 滞后变量和随机误差项的函数模型26、有以

10、下联立方程模型：B. 前定变量和随机误差项的函数模型D. 外生变量和随机误差项的函数模型Ct01(YtTt)0Ct 1u1tIt01(YtTt)2 (Yt 1Tt 1)Mtm0m1Ytu3tYtCtIt GtEtMtKtKt 1It3It 14 Kt 1 u2t那么该模型的前定变量是( )A、 Ct,It,Mt,Yt,KtB、 Gt,Et,Tt ,Tt 1C、 Gt,Et,Tt ,Ct 1,It 1,Kt 1,Tt 1,YtD、 Ct 1,It 1,Kt 1,Tt 1,Yt 127、如果联立方程中某个结构方程包含了所有的变量，那么这个方程为(28、而A、29、A 恰好识别B.不可识别假设时间序

11、列 Yt 是由 Ytt 是独立同正态分布 N(0,C.过度识别D .不确定t,t 1,2,L (0) 产生，其中常数 ， t 1 t ,t 1,2,L22) 序列，那么以下说确的是(Yt I(0) B 、 Yt I(1) C、 YtEYt I(0) D 、Yt I(2)假设两时间序列 Xt与Y都是随机游走序列，存在0 使得 X tYt I(0) ，那么以下说确的是( )A、 XtYt 1I(0) B 、XtYt 1I(1) C、 XtYt 1 I (2) D 、无法确定30、修正异方差性或自相关性的最有效方法是()A. WLS B .广义差分法 C. ARCH方法D .重新设定模型二、多项选择

12、题 (每题 2 分，共 10分)1、对联立方程模型参数的单方程估计法包括 ()A.工具变量法B间接最小二乘法C.完全信息极大似然估计法1952；重建后D二阶段最小二乘法 E三阶段最小二乘法 2、对我国储蓄与收入关系的计量经济模型分成两个时期分别建模，重建时期是时期是 1978 2007，模型如下：重建时期： 重建后时期：YtYt12 Xt1t34X t2t关于上述模型，以下说确的是 ()A 13; 24 时那么称为重合回归；B 13; 24 时称为平行回归；C 13; 24 时称为共点回归；D 13; 24 时称为相异回归4时，说明两个模型没有差异；3、有关DF检验的说确的是()。A、DF检验

13、所用统计量t (?)/ ? 中的 ?是 的最小二乘估计量B、DF检验统计量t ()/ ? 服从 t 分布、 DF 检验是单侧检验D、DF检验是双侧检验E、DF检验的原假设是“被检验时间序列平稳4、如果模型中存在异方差现象，那么会引起如下后果A. 参数估计值有偏B. 参数估计值的方差不能正确确定D. 预测精度降低C. 变量的显著性检验失效E. 参数估计值仍是无偏的A. 加权最小二乘法B. 科克伦 -奥克特 Cochrane-Orcutt 法C. 普通最小二乘法D. 一阶差分法E. 广义差分法三、判断分析与简答题 每题 5分，共 20分1、判断分析题1联立方程的结构式模型与简化式模型没有区别。2随

14、机扰动项ui和残差项e是一回事。2、简答题1简述阿尔蒙法估计分布滞后模型的根本思想简述两阶段最小二乘法TSL巳的根本思想四、计算题共40分，1, 2, 4题10分，3题20分。基地班、统计班、经管交叉班做2, 3, 4题,其他班做1 , 2, 3题。1、家庭消费支出Y、可支配收入Xi、个人个财富X2 设定模型如下：Yi01X 1i2X 2ii回归分析结果为：LS / Dependent Variable is YDate 11/27/2007 Time: 21 : 36Sample: 120In eluded observati ons: 20VariableCoeffieie ntStd.

15、ErrorT-StatistieProb.C24.40706.99730.0101X1-0.34010.47850.5002X20.08230.04580.1152R-squared0.981748Mean depe ndent var111.1256Adjusted R-squaredS.D. dependent var31.4289S.E. of regressi onAkaike info eriterion4.1338Sum squared resid342.5486Schwartz eriteri on4.2246Log likelihood-31.8585F-statistieDu

16、rbin-Wats on stat2.4382Prob(F-statistie)0.0001答复以下问题 、请根据上表中已有数据，填写表中画线处缺失结果注意给出计算步骤 、模型是否存在多重共线性？为什么？2、假设 X 表示在一家分店工作的售货员人数，Y 表示这家分店的年销售额(千元)已经求出回归方程的估计结果如下：回归分析系数标准差t值常数80.011.3337.06X50.05.4829.12方差分析平方和自由度方差离差来源回归6828.616828.6残差2298.82882.1总离差心、9127.429(1) 根据上述结果 ,计算修正可决系数；(2) 在研究中涉及多少家分店 ?(3) 计

17、算F统计量,在0.05显著性水平下检验关系的显著性(4) 预测有 12 名售货员的某分店的年销售收入。3、某人依据消费理论，利用替代价格，欲建立鸡肉需求模型。设定线性模型为YG f PCt，PBtYDt其中，变量YC表示人均鸡肉的消费量、PC表示鸡肉的零售价格、PB表示牛肉的价格、YD表示居民的可支配收入。在收集美国1951 1994年根本数据的根底上，运用Eviews软件，得到了建模过程中所需的7个中间结果如表1-表7所示。请依据自己所理解的计量经济学建模步骤，对表1-表7的结果进行分析选择，并依据所选的结果，写出你理解的计量经济分析报告。Method'Squama01/02/02

18、Timo 卫口亡日Srnpls. 1951 1534Iriclucprj Qbst?nratinn' 44YC-C(I)+C(2)*PCSrrJ Errrr r-UfatiMic0(1)66.020557 31 4555已口2 吕阳 2JQOOO.S7324.J-3 UD22R-qLdit?dC.2021Cb/kdli de|.miLlelilS Vct44.3750nAdjusfpd R-squredL ICTHi 忙S D dependent «/sr16.B1FK45.E. of rcgreaaicn15 21'9C4Akaike info critacion5

19、 32T361Sum squared r?siJ9728.0C6SfEw*佗 i?ril sricn-40B460Log hkelihaod-1S12O19Durh i n-at s o n =tat 1Q499QDypelrdtnt Vctii-nLltf. ¥CMethod: Least Squflrco ni417/Tl2 Tiinf TTl 2Flample; 1951 1994Included oh prval iciais 4 4V C-C (1J+C (2)* PC +0 (3)* Y DC'oofficiontStd. Errort StatisticProb

20、.G32.941331.25119126.32S45G.0000C(2)-0 70D954 34099-H 334S41g0.272477 .00693645.906G20.0000Rayuairwd =*84772Mwdri dfjndlnt v=<rI3.37500Adjusted R-sc|ua<Hfl 36J030S D dftpHiHidffnt16 S3S54S E. of reratfiion2 127?57Akaike infocritarion心站药北Sum -squared re?5irti185 55B?Schwarr criterion4 535597Log

21、 Jikeliho-iLid-94 1D686Dur bin-Waieon tat0 946570DpyndntYCMtfthud:Squrto1联員：01/T7rtJ2 Tima 20'30Sample- IFI 1 号日4Included observations: 44V-ariable(.口曰Ifi匚ii曰ntStd. Error1-St-dliBlicFrab.G31 4茹M1阳药RIS七加MTn ociocPC.729635O.GSO口2口& 1 S9A t00000PB 1141460.0456SB2 45S535 .167YD 2d：dU21LlD.01G447

22、M21Z3BU QUOdR anquansd 98582BMean deperdem var43 37500Adjucld R uijuuruda.986EdOS.D. dupwr'idurit vur16.S3S6-1S E ofgr««-fiion2.DO3702Ak#ik» info criterion4.31370Sum qi Barrel i ps id1右口弼9Schwarz rntiinn4 47ES77Log- likebhaod-曰口 51632F-stati5tic99B 92D7Durbin-Watson stat0.97B759P

23、rob (F-st ati Stic)D. 000000简单相关系数矩阵Ccrrelation MatrixPCPBYDPC1 0000000.239750*0 302744PB :'.2B7501.00X00Q.9427S4YD-0.3027440.3427941 .oxxo表3模型的残差图Dopoiident Variable: VUMethod. Least SquaresDale. 01/02/02 Ttme. 20 33SamplPadju5ied). iy5J |iy4Included observations: 43 after ad|dating endporntocl

24、iirjvtid dfter 11 iltjf«ticinsVari ab toCocfliciont£td. Errort StaticticProbC26 7?123136E：£9712On noonPC.1093910.0849501.29358311:心PB0.09028Jo.04e u.2 0G09430 0462YDn ?i?n ?f,n GTR-nl 1n nnnnAW訂日卫889O.G63E0911. V23.R-squsrPdn 995IT60Mftrh ctwpArirlprit43 87674Adjusted R-squaredC.93454DS.D. dsp&nderrt varIB.70163S.E. of regression1.2341G2Ak=aike mfo criterion3.3G7&0SSum siiur&d reicJ旳 375S9Suliw<iri. crilfeuon3 572396Log Itk&liho&d-G7 40361F-staiisticDurbin-Watson stM2zi.roee3Prah(F - stat rstic)a.ooonnoInv&rtfri AP Rooi