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1、计量经济学题库一、单项选择题每题1分1 .计量经济学是以下哪门学科的分支学科C.A.统计学B,数学C.经济学D.数理统计学2 .计量经济学成为一门独立学科的标志是BoA.1930年世界计量经济学会成立B.1933年?计量经济学?会刊出版C.1969年诺贝尔经济学奖设立D.1926年计量经济学Economics,一词构造出来3 .外生变量和滞后变量统称为D.A.限制变量B.解释变量C.被解释变量D.前定变量4 .横截面数据是指A.A.同一时点上不同统计单位相同统计指标组成的数据B.同一时点上相同统计单位相同统计指标组成的数据C.同一时点上相同统计单位不同统计指标组成的数据D.同一时点上不同统计单

2、位不同统计指标组成的数据5 .同一统计指标,同一统计单位按时间顺序记录形成的数据列是C.A.时期数据B.混合数据C.时间序列数据D,横截面数据6 .在计量经济模型中,由模型系统内部因素决定,表现为具有一定的概率分布的随机变量,其数值受模型中其他变量影响的变量是.A.内生变量B.外生变量C.滞后变量D.前定变量7.描述微观主体经济活动中的变量关系的计量经济模型是.A.微观计量经济模型B.宏观计量经济模型C.理论计量经济模型D.应用计量经济模型8 .经济计量模型的被解释变量一定是.A.限制变量B.政策变量C.内生变量D.外生变量9 .下面属于横截面数据的是.A.19912003年各年某地区20个乡

3、镇企业的平均工业产值B.19912003年各年某地区20个乡镇企业各镇的工业产值C.某年某地区20个乡镇工业产值的合计数D,某年某地区20个乡镇各镇的工业产值10 .经济计量分析工作的根本步骤是.A.设定理论模型一收集样本资料一估计模型参数一检验模型B.设定模型一估计参数一检验模型一应用模型C.个体设计一总体估计一估计模型一应用模型D.确定模型导向一确定变量及方程式一估计模型一应用模型11.将内生变量的前期值作解释变量,这样的变量称为.A.虚拟变量B,限制变量C.政策变量D.滞后变量12 .是具有一定概率分布的随机变量,它的数值由模型本身决定.A.外生变量B.内生变量C.前定变量D.滞后变量1

4、3 .同一统计指标按时间顺序记录的数据列称为.A.横截面数据B.时间序列数据C.修匀数据D.原始数据14 .计量经济模型的根本应用领域有.A.结构分析、经济预测、政策评价B.弹性分析、乘数分析、政策模拟C.消费需求分析、生产技术分析、D.季度分析、年度分析、中长期分析15 .变量之间的关系可以分为两大类,它们是.A.函数关系与相关关系B,线性相关关系和非线性相关关系C.正相关关系和负相关关系D.简单相关关系和复杂相关关系16 .相关关系是指.A.变量间的非独立关系B.变量间的因果关系C.变量间的函数关系D.变量间不确定性的依存关系17.进行相关分析时的两个变量.A.都是随机变量B.都不是随机变

5、量C.一个是随机变量,一个不是随机变量D.随机的或非随机都可以18 .表示x和y之间真实线性关系的是.19.参数的估计量？具备有效性是指22 .对于丫=?Xi+ei,以？表示估计标准误差,r表示相关系数,那么有A.?=0时,r=1B.?=0时,r=-1C.?=0时,r=0D.?=0时,r=1或r=-123 .产量X,台与单位产品本钱Y,元/台之间的回归方程为Y?=3561.5X,这说明A.产量每增加一台,单位产品本钱增加356元B.产量每增加一台,单位产品本钱减少1.5元C.产量每增加一台,单位产品本钱平均增加356元D.产量每增加一台,单位产品本钱平均减少1.5元24 .在总体回归直线EY2

6、=0/中,1表示.A.当X增加一个单位时,丫增加1个单位B.当X增加一个单位时,丫平均增加1个单位C.当丫增加一个单位时,X增加1个单位D.当丫增加一个单位时,X平均增加1个单位25 .对回归模型Yi=01Xi+ui进行检验时,通常假定ui服从.A.N0,2B.tn-2C.N0,2D.tn26 .以丫表示实际观测值,丫?表示回归估计值,那么普通最小二乘法估计参数的准那么是使.2A.丫Y?=0B.YYi2=0C.丫丫=最小D.YR=最小27 .设Y表示实际观测值,Y?表示OLS估计回归值,那么以下哪项成立.B.E(Y)0iXtC.Y0iXtUt1XtA.var(?)=0B,var(?)为最小C.

7、(=0D.?一为最小20.对于Y01Xiei,以?表示估计标准误差,中表示回归值,那么A.?=0时,(Yi)=0B.2=0时,(丫2=0C.?=0时,丫厂吊为最小D.?=0时,丫一丫?2为最小21.设样本回归模型为丫=彳?Xi+e,那么普通最小二乘法确定的？的公式中,错误的选项是A.XiXYi-Y1_2XiXB?二nXi,；XinXi-XiC.?_XiYi-nXYlXi2-nX2D?二n、丫、丫YixA.Y?=YB,Y=YC.Y=YD.Y?=Y28 .用OLS估计经典线性模型Yi=oiXi+Uj,那么样本回归直线通过点A.(X,Y)B.(X,Y?)C.(X,Q)D.(X,Y)寸表示OLS估计回

8、归值,那么用OLS得到的样本回归直线Yi=?0ZXi满足2B.丫一Y2=0C.Y=0D.?Y2=030.用一组有30个观测值的样本估计模型Yi=0iXi+u在0.05的显著性水平下对i的显著性作t检验,那么1显著地不等于零的条件是其统计量t大于36.根据决定系数R2与F统计量的关系可知,当R2=1时,有A.当X2不变时,X1每变动一个单位Y的平均变动.B,当X1不变时,X2每变动一个单位Y的平均C.当X1和X2都保持不变时,Y的平均变动.D.当X1和X2都变动一个单位时,Y的平均变动.29.以Y表示实际观测值,.A.丫1*=0A.D.31.A.t0.05(30)t0.025(28B.t0.02

9、5(30)C.t0.05(28)某一直线回归方程的判定系数为0.64,那么解释变量与被解释变量间的线性相关系数为0.6432.相关系数A.r-1Kr133.判定系数A.R20-11R21oB.R21C. 0r1C.0R2k+1Bn30或n3k+1Dn3057.以下说法中正确的选项是：A如果模型的R2很高,我们可以认为此模型的质量较好B如果模型的R2较低,我们可以认为此模型的质量较差C如果某一参数不能通过显著性检验,我们应该剔除该解释变量D如果某一参数不能通过显著性检验,我们不应该随便剔除该解释变量58.半对数模型Y011nx中,参数1的含义是.A.X的绝对量变化,引起Y的绝对量变化B.Y关于X

10、的边际变化C.X的相对变化,引起Y的期望值绝对量变化D.Y关于X的弹性59.半对数模型lnY0IX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A.X的相对变化,引起Y的期望值绝对量变化B.Y关于X的边际变化C.X的绝对量发生一定变动时,引起因变量Y的相对变化率D.Y关于X的弹性61.Goldfeld-Quandt方法用于检验66.当存在异方差现象时,估计模型参数的适当方法是A.加权最小二乘法B.工具变量法C.广义差分法信息67.加权最小二乘法克服异方差的主要原理是通过赋予不同观测点以不同的权数,从而提升估计精度,即A.重视大误差的作用,轻视小误差的

11、作用B.重视小误差的作用,轻视大误差的作用C.重视小误差和大误差的作用D.轻视小误差和大误差的作用68.如果戈里瑟检验说明,普通最小二乘估计结果的残差ei与Xi有显著的形式S0.28715为Vi的相,一V,关关系vi满足线性模型的全部经典假设,那么用加权最小二乘法估计模型参数时,权数应为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60.双对数模型1nY01lnX中,参数1的含义是A.异方差性B.自相关性C.随机解释变量62.在异方差性情况下,常用的估计方法是A.一阶差分法B.广义差分法C.工具变量法63.White检验方法主要用于检验A.异方差性B.自相关性C.随机解释变量

12、64.Glejser检验方法主要用于检验A.异方差性B.自相关性C.随机解释变量65.以下哪种方法不是检验异方差的方法A.戈德菲尔特一一匡特检验B.怀特检验D.多重共线性D.加权最小二乘法D.多重共线性D.多重共线性C.戈里瑟检验D.方差膨胀因子检验D.使用非样本先验69.果戈德菲尔特一一匡特检验显著,那么认为什么问题是严重的A.异方差问题B.序列相关问题C.多重共线性问题D.问题270.设回归模型为VbXiUi,其中VarUiK,那么 b b 的最有效估计量为72 .DW佥验的零假设是p为随机误差项的一阶相关系数A.D厚0B,p=0C,D厚1D.p=173.以下哪个序列相关可用DW佥验(vt

13、为具有零均值,常数方差且不存在序列相关的随机变量)(A.ut=put1+vtB.ut=put1+p2心2+vtC.ut=pvtD.ut=pvt+p2vt-1+74 .DW勺取值范围是().A.-1DW0B,-1DW1C,-2DW2D,0DW475 .当DW=4时,说明.A.不存在序列相关B.不能判断是否存在一阶自相关C存在完全的正白一阶自相关D.存在完全的负的一阶自相关76 .根据20个观测值估计的结果,一元线性回归模型的D厚2.3.在样本容量n=20,解释变量k=1,显著性水平为0.05时,查得dl=1,du=1.41,那么可以决断.A.不存在一阶自相关B.存在正的一阶自相关C.存在负的一阶

14、自D.无法确定77 .当模型存在序列相关现象时,适宜的参数估计方法是.A.加权最小二乘法B.间接最小二乘法C.广义差分法D.工具变量法78 .对于原模型yt=tb+b1Xt+ut,广义差分模型是指.yt=b01b1J一f(Xt),f(Xt)f(Xt)f(Xt)Vyt=b1VXtVutVyt=b0+b1VXtVutD.ytyt-1=b01-+b1XtXt-1utut-179 .采用一阶差分模型一阶线性自相关问题适用于以下哪种情况.A.p00B.p11C.-1p0D.0Vp180 .定某企业的生产决策是由模型S=b0+bR+ut描述的其中S为产量,Pt为价格,又知：如果该企业在t-1期生产过剩,经

15、营人员会削减t期的产量.由此决断上述模型存在.A.异方差问题B.序列相关问题C.多重共线性问题D.随机解释变量问题81.根据一个n=30的样本估计yt=2.1098,相关系数：r国J0.86880.9321(2 分)5、答：12 分散点图如下:22(XX)2(YY)2=0.9321(3 分)EY/Xi.此模型是根据样本数据得故拒绝原假设 H.：0,即认为参数是显著的.3 分2由于 t_0,81t18.70.0433.(3 分)3回归模型 R2=0.81,说明拟合优度较高,解释变量对被解释变量的解释水平为81%,回归直线拟合观测点较为理想.4 分81%,即收入对消费的解释水平为4、答：判定系数:

16、R2b2(XX)2(Y丫)23.654124432.168113.6=0.8688(3 分)700600Y500400300140160180X(XX)(YY)16195.4.4432.168113.6100120b0Y?X11.30.75712.61.762(2 分)故回归直线为：Y1.7620.757X1 分b0yb?x61.24.268.226.28(2 分)总本钱函数为：=26.28+4.26X11 分2截距项&表示当产量 X 为 0 时工厂的平均总本钱为 26.28,也就量工厂的平均固定本钱；2 分斜率工程表示产量每增加 1 个单位,引起总本钱平均增加 4.26 个单位.2

17、分9、答：1回归模型的 R2=0.9042,说明在消费 Y 的总变差中,由回归直线解释的局部占到 90%以上,回归直线的代表性及解释水平较好.2 分2对于斜率项,t工02螫 8.6824t00581.8595,即说明斜率项显著不为 0,家庭收入对消费有显著sH0.0233(2 分)(2)模型一：R2b1一(J=0.8554(yty)2b2(xtx)2模型二：R2-2-=0.8052(yty)3分3 分7、答：I?XYXY146.512.611.32164.212.620.757(2分)8、答：1由于XK2700,xt41,yt306,X2381(xt)21681y61.2,x8.2,n*yt为

18、yt527004130622nx(xt)538116814.26(3分)影响.2 分对于截距项,t2.1727s(b0)0.72023.0167t0.0581.8595,即说明截距项也显著不为0,通过了显著性根据图形可知,物价上涨率与失业率之间存在明显的负相关关系,拟合倒数模型较适宜.率涨上价物检验.(2 分)（3）Yf=2.17+0.2023X45=11.2735(2 分)11.2735+4.823),即(6.4505,16.0965).(2 分)210、答：(1)由于？2,RSSet2(n2)72(622)8480.(4 分)(2)R2r20.620.36(2分)(xtx)(2ty)(20

19、1)11.38216.30(2分)(2)R2=r2=0.92=0.81,剩余变差：RSSe2(2i2)22000(1分)总变差：TSS=RSS/(1-R2)=2000/(1-0.81)=10526.32(2 分)2(3) ?2-2000111.11(2分)n2202b0Y?X2170.33551943.135(2 分)故回归直线为Y?43.1350.335X,2Y?43.1350.335X143.1350.3351046.4852分YX10销售额的价格弹性=0.335=0.0723 分XY46.48513、1回归方程为：Y?0.3531.968X,由于斜率项 p 值=0.00000.05,说明

20、截距项与 0 值没有显著差异,即截距项没有通过显著性检验.2分2截距项 0.353 表示当国民收入为 0 时的货币供给量水平,此处没有实际意义.斜率项 1.968 说明国民收入每增加 1元,将导致货币供给量增加 1.968 元.3 分1(Xfx)2n(xX)2,9522336/*94.823(2分)95%置信区间为(11.2735-4.823,(3)TSSRSS1R211、答：(1)cov(x,y)4807500.361(xtn1(4 分)x)(2t2)r.22=0.9J1610=11.38.(xtx)2(xtx)(2t2).(2t2)2216.305370.9.2000(2 分)斜率系数：R

21、(Xx)(2t2)(Xx)2216.30.7.50(1 分)5.37212、答：1口XYXY11784951921728495851920.335(3分)t0.025(8)(XiX)(YY)(XiX)217720331600.5344(2分)1110.534416821.22(2 分)16.解答：1这是一个对数化以后表现为线性关系的模型,lnL的系数为1.451 意味着资本投入 K 保持不变时劳动一产出弹性为 1.451;3 分lnK 的系数为 0.384 意味着劳动投入L 保持不变时资本一产出弹性为 0.3842 分.2系数符号符合预期,作为弹性,都是正值,而且都通过了参数的显著性检验算出来

22、.t 检验5 分,要求能够把 t 值计17.解答：该消费模型的判定系数R20.95,F统计量的值F107.37,均很高,说明模型的整体拟合程度很高.(2 分)计算各回归系数估计量的 t 统计量值得:t08.1338.920.91,t11.0590.176.10t20.4520.660.69,t30.1211.090.11.除t1 外,其余 T 值均很小.工资 U入 W 的系数 t 检验值虽然显著,但该系数的估计值却过大,该值为工资收入对消费的边际效应,它的值为1.059 意味着工资收入每增加一美元,消费支出增长将超过一美元,这与经济理论和生活常识都不符.5 分另外,尽管从理论上讲,非工资一非农

23、业收入与农业收入也是消费行为的重要解释变量,但二者各自的 t 检验却显示出它们的效应与 0 无明显差异.这些迹象均表明模型中存在严重的多重共线性,不同收入局部之间的相互关系掩盖了各个局部对解释消费行为的单独影响.(3 分).一218.解答：(1)R1n1(1R2)181(10.75)0.65(3分)nk1821_2(2)R110.350.04;负值也是有可能的.4 分331603当 X=15 时,Y?0.3531.9681529.873,即应将货币供给量定在 29.873 的水平.3 分14、答：1这是一个时间序列回归.图略2 分2 截距 2.6911 表示咖啡零售价在每磅 0 美元时,美国平

24、均咖啡消费量为每天每人意义；2 分斜率0.4795 表示咖啡零售价格与消费量负相关,说明咖啡价格每上升少 0.4795杯.2 分2.6911 杯,这个没有明显的经济1 美元,平均每天每人消费量减3不能.原因在于要了解全美国所有人的咖啡消费情况几乎是不可能的.4不能.在同一条需求曲线上不同点的价格弹性不同,分假设要求价格弹性,2 分须给出具体的 X 值及与之对应的丫值.215、答: 由条件可知,Xi168010168,111011110(XiX)(YY)(XiYYXiYXXY)(3分)204200 1680 111 168111010 168 111177202(XiX)(X2Xi22XiX21

25、0X2-2X)10X2(3分)31540010168168一一2311R1(10.95)0.94(3分)315119 .解答：当b,b1时,模型变为ytX2tbo(XtX2t)5,可作为一元回归模型来对待n(.x2t)(ytx2t)(.x2t)(ytx2t)b|22(5 分)n(X1tX2t)(X1tX2t)当白b2时,模型变为ytbob1(X1tX2t)5,同样可作为一元回归模型来对待n(X1txjyt(%xjytbi2-(5分)n(X1tX2t)(X1tX2t)20 .解答：(1)第 2 个方程更合理一些,由于某天慢跑者的人数同该天日照的小时数应该是正相关的.(4 分)(2)出现不同符号的

26、原因很可能是由于 X2与 X3高度相关而导致出现多重共线性的缘故.从生活经验来看也是如此,日照时间长,必然当天的最高气温也就高.而日照时间长度和第二天需交学期论文的班级数是没有相关性的.(6 分)21 .解答：(1)X1i是盒饭价格,X2i是气温,X3i是学校当日的学生数量,X4i是附近餐厅的盒饭价格.(4 分)(2)在四个解释变量中,附近餐厅的盒饭价格同校园内食堂每天卖出的盒饭数量应该是负相关关系,其符号应该为负,应为X4i;学校当日的学生数量每变化一个单位,盒饭相应的变化数量不会是 28.4 或者 12.7,应该是小于 1 的,应为X3i;至于其余两个变量,从一般经验来看,被解释变量对价格

27、的反响会比对气温的反响更灵敏一些,所以先是盒饭价格,x2i是气温.(6 分)*(二)对yibboxVi进行普通最小二乘估计*nXiyiXiyi6n(x*)2(、,*Vv*1n(X)(Xi)其中yi,Xi(4分)*XiXibyibox(进一步带入计算也可)22.解:原模型:V0nxui(D等号两边同除以xi,新模型:bo-XiUi一(2)(2 分)X*令VVXi1,ViXUiXi那么：(2)变为y一.*biboxVi(2分)此时Var(vi)UiVar()Xi12(Xi222、.Xi)新模型不存在异方差性.(2分)23.解：(1)Ho：Ut为同方差性；H1：Ut为异方差性；(2 分)*yi*1u

28、i令V,xi,Vi一xixixi*得：Vib1b0XVi(2分)U122此时Var(Vj)Var(一)2-(X,)xiX,由数据,得2 分xi2510410（2）FRSS0.466E17RSS0.36E171.29(3分)（3）FO.0510,102.982分（4）FF0.0510,10,接受原假设,认为随机误差项为同方差性.3分24.解：原模型：va.根据u：N0,22X);E(UM)0,ij为消除异方差性,模型等号两边同除以Vaui模型变为：一尸T2=(2 分),X.Xi.Xi1Ui,X,Vi那么得到新模型：Vaxv,(2 分)此时Var(v,)Var%)2、新模型不存在异方差性.2 分y

29、iXi1x(4 分)22Vib0hxUi,Var(Ui)x1模型存在异方差性为消除异方差性,模型两边同除以 xixi, ,yi得：一xib0-b1XUi一(2 分)xi2、新模型不存在异方差性1 分25.解:原模型:(Ui)-(jXixi*Xi0.50.20.10.250.1Yi47459*Yi21.40.41.250.9*根据以上数据,对ybib0XiVi进行普通最小二乘估计得:Y3.938L1.451K0.3841,是一个 C-D 函数,1.451 为劳动产出弹性,0.3841 为资本产出弹性.由于 1.451+0.38411,所以该生产函数存在规模经济.6 分2该回归方程的估计中存在什么

30、问题？应如何改良？由于 DW=0.858,dL=1.38,即 0.8581.38,故存在一阶正自相关.可利用 GLS 方法消除自相关的影响.4 分27.1何谓计量经济模型的自相关性？答：如果对于不同的样本点,随机误差项之间不再是完全互相独立,而是存在某种相关性,那么出现序列相关性.如存在：Eii10,称为一阶序列相关,或自相关.3 分2试检验该模型是否存在一阶自相关,为什么？答：存在.2 分3自相关会给建立的计量经济模型产生哪些影响？答：1 参数估计两非有效；2 变量的显著性检验失去意义.3 模型的预测失效.3 分4如果该模型存在自相关,试写出消除一阶自相关的方法和步骤.临界值dL1.24,d

31、u1.43答：1 构造 D.W 统计量并查表；2 与临界值相比拟,以判断模型的自相关状态.2 分28.答：1由于地方政府往往是根据过去的经验、当前的经济状况以及期望的经济开展前景来定制地区最低限度工资水平的,而这些因素没有反映在上述模型中,而是被归结到了模型的随机扰动项中,因此 gMIN1 与不仅异期相关,而且往往是同期相关的,这将引起 OLS 估计量的偏误,甚至当样本容量增大时也不具有一致性.5 分2全国最低限度的制定主要根据全国国整体的情况而定,因此 gMIN 根本与上述模型的随机扰动项无关.2 分3由于地方政府在制定本地区最低工资水平时往往考虑全国的最低工资水平的要求,因此 gMIN1

32、与 gMIN 具有较强的相关性.结合2知 gMIN 可以作为 gMIN1 的工具变量使用.3 分29.解答：1这是一个确定的关系,各产业生产总值之和等于国内生产总值.作为计量模型不合理.3 分2345都是合理的计量经济模型.4 分6不合理.发电量和钢铁产量影响对煤炭的需求,但不会影响煤炭的产量.作为解释变量没有意义.3 分30.解答：1模型中R1t的系数符号为负,不符合常理.居民收入越多意味着消费越多,二者应该是正相关关系.3分（2）Y的系数是 1.2,这就意味着每增加一元钱,居民消费支出平均增加 1.2 元,处于一种入不敷出的状态,这是不可能的,至少对一个表示一般关系的宏观计量经济模型来说是

33、不可能的.4 分（3）L的系数符号为负,不合理.职工人数越多工业总产值越少是不合理的.这很可能是由于工业生产资金和职工人数两者相关造成多重共线性产生的.3 分*nxyxy,*、2*2-n(x)(X)解得.*.*byboxbo5.9551.770.543.283.281.15(3 分)0.4426.答案:题中所估计的回归方程的经济含义: 该回归方程是一个对数线性模型,可复原为指数的形式为:31 .解答：1临界值 t=1.7291 小于 18.7,认为回归系数显著地不为 0.4 分2参数估计量的标准误差：0.81/18.7=0.04333 分3不包括.由于这是一个消费函数,自发消费为 15 单位,

34、预测区间包括 0 是不合理的.3 分32.解答：1对于ytb0b1x1tb2x2t.bkxktut如果随机误差项的各期值之间存在着相关关系,即covUt,UsEUtUs0t,s1,2.,k称随机误差项之间存在自相关性.3分2该模型存在一阶正的自相关,由于 0DW=0.34742.1009,因此 lnk 的系数显著.Lnl 的 T 检验：t=6.5182.1009,因此 lnl 的系数显著.4 分（2）to.025172.1098t 的 T 检验：t=1.3332.1098,因此 lnk 的系数不显著.Lnk 的 T 检验：t=1.182.1098,因此 lnl 的系数不显著.4 分3可能是由于

35、时间变量的引入导致了多重共线性.2 分38.解答：这时会发生完全的多重共线性问题；3 分由于有四个季度,该模型那么引入了四个虚拟变量.显然,对于任一季度而言,DtD2tD3tD4t1,那么任一变量都是其他变量的线性组合,因此存在完全共线性.当有四个类别需要区分时,我们只需要引入三个虚拟变量就可以了；5 分参数将不能用最小二乘法进行估计.2 分37/401第二季度1第二季度；D30其他30其他21tb0b1Gta1Dta2DtGtut3分41.解答：(1)D1的经济含义为：当销售收入和公司股票收益保持不变时,金融业的15.8 个百分点的薪水.其他两个可类似解释.(3 分)(2)公用事业和交通运输

36、业之间估计薪水的近似百分比差异就是以百分数解释的统计彳 1 为-2.895,它大于 1%勺显著性水平下自由度为 203 的 t 分布临界值 1.96,因此这种差异统计上是显著的.(4 分)(3)由于消费品工业和金融业相对于交通运输业的薪水百分比差异分别为 15.8%与 18.1%,因此他们之间的差异为18.1%-15.8%=2.3%.(3 分)42.解答：记学生月消费支出为 Y,其家庭月收入水平为 X,在不考虑其他因素影响时,有如下根本回归模型：yi01Xii2分其他决定性因素可用如下虚拟变量表示那么引入各虚拟变量后的回归模型如下：Y01Xi162D2i3D3i4D4iEY|Xi,D1iD2i

37、D3iD4i00区分(2)来自欠兴旺城市地区的男生,得到奖学金时的月消费支出：EY|Xi,D1iD4i1,D2iD3i0(014)1Xi分(3)来自兴旺地区的农村女生,得到奖学金时的月消费支出：EY|Xi,D1iD3i1,D2iD4i0(013)1Xi分(4)来自兴旺地区的城市男生,未得到奖学金时的月消费支出：EY|Xi,D2iD3iD4i1,Di0(023)1Xi分39.解答：(1)假设第一季度为根底类型,引入三个虚拟变量D41第四季度0其他利润模型为ytb0bXta1D2ta?D3ta3D4tUt.5分(2)利润模型为 ytbob1XtaQXtazD&XtasDXtUt2分3 分利

38、润模型为ytb0b1Xta1D2tXta2D3tXta3D4txta4D2ta5D3ta6D4tUt3分40.解答：通货膨胀与工业生产增长速度关系的根本模型为Itb0b1Gtut引入虚拟变量D年及以后年以前4 分那么1Itb0b1GtaDtUt3 分CE 侬比交通运输业的 CEQ获D3参数,即为 28.3%.由于参数的 t1,有奖学金1,来自城市D1D210,无奖学金,20,来自农村,D31,来自兴旺地区D40,来自欠兴旺地区,1,男性0,女性43.答案：引入反映季节因素和收入层次差异的虚拟变量如下:1,旺季1,局收入D?0,淡季,0,低收入,3分那么原消费需求函数变换为如下的虚拟变量模型：YiXi263D2ii3分1低收入家庭在某商品的消费淡季对该类商品的平均消费支出为；EYiXi1