李子奈计量经济学答案

66、 设M为货币需求量， Y为收入水平， r为利率， 流动性偏好函数为M1Y2r，第一章导论

A、Ci（消费）5000.8Ii（收入）B、Qdi（商品需求）100.8Ii（收入）0.9Pi（价格）C、Qsi（商品供给）200.75Pi（价格）i （）1 2 1 2 1 1 2 1 1、在经济变量之间的关系中，因果关系 、相互影响关系最重要，是计量经2、从观察单位和时点的角度看，经济数据可分为时间序列数据、截面数据、面板数据。间序列模型、单方程模型、联立方程模型。

,其中S

为第t年

RS8300.00.24RI1.12IVt t t

为第t年全（1）GDP0

3i1

GDP

其中，GDP（2）财政收入=f（财政支出）+，为随机干扰项。 第二章一元线性回归模型A、e01 2 i B、eYˆ0iiD、eX0i

（）

D、E(

)

i

（） （）A、Yt 0

B、YE(Y/X)t t D、E(Y/X)X eiB、eiC、maxei D、ei2i1

（）

ˆ具备有效性是指 （）A、Var(ˆ)0C、ˆ0i D、在的所有线性无偏估计中(ˆ)最小i

i，i=1，2，…，n

ˆ

B、t(n1)

C、2(n1) D、t(n2)

A、E()0

B、Var()2

C、Cov(,)0 (ij)i

,

)0

~N(0,1)i i C、Cov(X,e)0 D、Y

i i （）A、Yi i 0 1 i i 0 1

i 0 1 i

(X

ii

（） kidskids1educ

1n0。i1

（） （）（）R21（1）从直观及经济角度解释和。11r3、假设模型为YX ,Y)，t t n 按如下步骤建立的一个估计量：在散点图上把第1个点和第2个点连接起来并计算该OLS

t使用美国36年的年度数据得

R2＝0.538 ˆ19.0923r

t；其中：r表示股票t表示时间。在投资分析中，1被称为债券的安全系数，是用来度量市场的风险程度 iir

0.72641.0598r

R20.4710(0.3001)(0.0728)t

i，其中，Y表示美国的咖啡的消费量=

5)2ei，其中A、为参数，

y i 可支配收入 897010987060第三章多元线性回归模型2、调整的决定系数R21、在模型Y

3X3t

t的回归分析结果中，有F462.58，

2、设k为回归模型中的实解释变量的个数，n为样本容量。则对回归模型进行总体显著性检验(F检验)时构造的F统计量为 （）A、F

RSS(nk1)

B、F

ESS(k1)C、FESS

D、F13、已知二元线性回归模型估计的残差平方和为e2

800，估计用样本容量为n23，则随机误差项t的方差的OLS估计值为 （） B、40 C、38.09 D、36.36 （） D、决定系数R2不可以用于衡量拟合优度

1ni1

0

9、对于YˆˆXˆX…ˆXe，如果原模型满足线性模型的基本假设则i 0 1 1i 2 2i 在零假设0下，统计量ˆs(ˆ)（其中s(ˆ)是的标准误差）服从 （）A、t(nk)B、t(nk1)

j

ˆY)/k (Y

ˆ与其均值Y的离差平方和C、被解释变量的总体平方和Y

2

与残差平方和e

00,00,0

0,

00 （）

)2/(nk1)e2/k

2i e2/(nk1)

R2/k(1R2)/(nk1)

(1R2)/(nk1)R2/kR2/(nk1)E、(1R2)/k

判断题 （）edu10.360.094sibs0.131medu0.210fedu i i i （1）sibs是否具有预期的影响？为什么？若medu与fedu保持不变，为了使预测的受sibs2

8.5620.364P0.004P2.560Ut （0.080）(0.072)

n19

R20.873其中：Wt——t年的每位雇员的工资Pt——t年的物价水平Ut——t年的失业率X

0.4720.32lnX(1.37) (0.046)

2iR20.099

2i

4i

R20.63

n35（2.6）(6.3) （（2）写出检验H0：21的t统计量。Y i 21。1 1 2 1 1 （3）如果定义21 方程A：Yˆ125.015.0X1.0X1.5Xi 2i 方程B：Yˆ123.014.0X5.5X3.7Xi 2i 4X——第i天降雨的英寸数

R20.75R20.73

1200.10F

R20.50t t 据。模型如下：据。模型如下：housing1density2value3income4popchang（3）假定F的真实值为0.40，则F的估计量是否有偏？为什么？则是否意味着RS的真实值绝对不等于5.33？为什么？Y

42.5 1.32.2 4. 0.8，XY2，ee5.8，TSS26 2.20.8 查表得F0.05(2,29)3.33，t0.005(29)2.756。45unemp6localtax7statetax0.075(0.43)0.062(0.32)-1279(0.34)-0.061(0.95)

2 i第四章随机解释变量问题

与

相关，则的普通最 （） 22POP44GDP

D （）

是的一 EMP

，与，与r12=0相比，当r12=0.15时，估计量1 第五章多重共线性 2、对于模型Yˆ)将是原来的Var(1

（）A、1倍 B、1.023倍 C、1.96倍 （）

Ft （） （） （）water326.90.305house0.363pop0.005pcy17.87price1.123rain（-1.7）(0.9) R20.93 AA、ˆ第六章异方差性

i i i

D、ˆ1

，如果在异方差检验中发现Var(

A、i

C、i

（） c t，Var(

uPi误差项ui是异方差的。假设i依赖于Pi，请逐步描述你如何对此进行检验。需说（2）假设

P

wRSS(w)2(wY t t tt

)2最小。（3）把w

C、2个 D、3个

7、在给定的显著性水平之下，若DW统计量的下、上临界值分别为d和d,则当 dDWd时，可认为随机误差项 00 1P 描述（其中S为产量， 8．某企业的生产决策是由模型S t t t （）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（） 10、对于模型YXN，若存在序列相关，同时存在异方差，即有E(N)0，Cov(N)E(NN)211

12n2

是一个 （）

（）R （） （）

u

2t

0

ˆ Y3.890.51lnX10.25lnX20.62lnX3 R20.996 DW1.147

，其中Y为需求量，X为价格。为了

Ct 1X为收入，虚拟变量D0农村家庭，所有参数均检验显著，则城镇家庭的消费函 （）1D2I2(I,,I1000元,D1I1000元 t

t

t

1，其中虚拟变量D0农村家庭，当统计检验表明下列哪项成立时，表示城镇家庭与农村家庭有一样的消费行为（）A、C、0,

00

B、D、0,

00

0南方，如果统计检验表 （） （）A、C

0 ,D1I1000元B、C

0 I<1000,D1I1000元C、C

I*)D

0 I<1000D、C

I*)D

0 I<1000,I*1000元,D1I1000元 （） 1、在回归模型Y i i i i

（）

0.158D

0.283D（15.3）（8.03）（2.75）（1.775）（2.130）（-2.895）2、为了研究体重与身高的关系，某学校随机抽样调查了51名学生（男生36名，女生15（a）W232.065515.5662h （b）W122.962123.8238D3.7402h（-2.59）（4.01）（5.16）D=1，表示男，D=0，表示女。回答下面的问题：3、假设利率r0.08时，投资I取决于利润X；而利率r0.08时，投资I同时取决于利lnQ

1.27890.1647lnP0.5115lnI0.1483lnP0.0089T0.0961D (2.14) (0.55) (3.36) (3.74)0.1570D2t

0.0097D3t (0.37)R20.80QP——茶的价格 ；D2=

其它

A、YB、YC、YD、Y2

4000.5I0.3I ，其中I为收入，则当期收入I对未来t 消费Ct2的影响是：I增加一单位，Ct2增加 A、0.5单位 C、0.1单位

2Xt2

A、0 B、i i1 i0 t

X*t1)，其中01，被称为 （）

kX

，，01,1称为AA、ti0

ti

B、F

RSS)/m

（） （） 1、假设货币需求关系式为MYR，式中，M为时间t的实际现金余额；Y t tt1

，01修改期望值。已知Y

，M

，R

（2）假设E(

)0,E(

2)2,E(ts

)0,s0;Y

（3）假设

=t1

LnY

0.375。10%

t2

t5

V

2tYCIGt t t 其中，C

、G A、0个 B、1个 C、2个 D、3个 （）

，C3、先决变量是（）的合称。 （） （） （）

7、简化式模型是用所有（）作为每个内生变量的解释变量。

（） （）

g

1时，模型的识别状态为：（

（）A、使用最小二乘法间接估计简化式参数B、仅估计得到简化式参数

（） YCIG

（）

Caa 2、小型宏观计量模型Ibb

2t

A、内生变量个数等于方程个数B、外生变量只出现在方程的等号右边

11POLSY Y

0或1

（2）若0、 0，且2，求Y1的简化式。这时，Y2有简化式吗？1 2 （3）在“供给-需求”的模型中，1 2P

0 0

t

u（3）有与μ相关的解释变量吗？有与υ相关的解释变量吗？（4）如果使用OLS方法估计α，β会发生什么情况？ 22P 0 1t 3tYCIG

u2t

uYC t 0 t Yt t t

2tIti

要求：选择一正确答案，将其序号填入题后括弧中 （ A C、计量经济学检验 D

说法不正确的是A、e0 B、eYˆ0i ii 3、某人通过一容量为19的样本估计消费函数模型CY i 哪个结论是对的？A、Y在5%显著性水平下显著D都不对

t t t A、 B、F=－1 C、F→+∞ 6、在模型Y 的回归分析结果中，t

2t响是显著的；

3t响是显著的

2t

3t合影响是显著的

2t

3t响是均不显著7、设k为回归模型中的参数个数，n为样本容量。则对总体回归FA、FESS(k1) B、F1ESS(k1)

1Y2YC、FESS

D、F8、已知三元线性回归模型估计的残差平方和为e2800，估计用样本容量为n24，则随机误差项t的方差的OLS估计为 （）A、 B C、38.09 （ A C、随机解释变量 DA BC、重要解释变量的丢失 D一阶自相关系数近似等于

A、 B、-1 C、1 12模型中出现随机解释变量并且与随机误差项相关时，用的估计方法是A BC、差分法 D

t t t t

t1t1

t2t2t2t2

t2

kXtkt中，动态乘数为 （）A、

B、

C

t IGt

C、G

、 答题要求：正确的在题后括弧中打，错误的打 是一回事。 （ 2结构参数的最大似然估计量具有线性性、无偏性、有效性，干扰项方差的最大似然估计量是有偏的。

（ 4参数施加约束条件后，回归残差平方和比未施加约束的回归残差平方和小。5异方差情况下，线性回归模型的结构参数的小二乘估计量是有偏的和非有效的。

7、在引入虚拟变量后，OLS估计量只有在大样本的时候才是无偏的。（）

中，如果虚拟变量D

取值为0或2，而非通常情况下的0或1，那么参数的9立方程模型的简化式参数与结构式参数之间的关系为参数关系体系。 1截面数据2合优度检验4列相关性5布滞后模型6构式模型

2量经济学与统计学的区别是什么？3、对于出现了异方差性的计量经济模型，仍采用OLS法估计模型参数，会产生不良后果？为什么？3方差来源 平方和（SS）自由度（d.f.）来自回归 来自残差 — 总离差(TSS) （1）求样本容量n、RSS、ESS的自由度、RSS的自由度1lnX2lnX3lnX支出。已知支出。已知t0.025(18)2.101，且已知n22，k3，0.05时，dTS

2i

3i

方程如下：

3.890.51lnX0.25lnX0.62lnX 2i

3i（-0.56） R20.996 DW3.147d1.66。在5%的显著性水平下（1）检验变量lnX2i对Y的影响的显著性（3断模型是否存在一阶自相关，若存在，说明类型（4模型中不显著的变量剔除，其他变量的参数的估计值会不会改变？3论联立方程模型

2t XG3 t 4 t 2别性。 CC ˆ150.81Y，R2=0.68，t0.025 (17)2.110，下列结论错误的是 1模型参数估计量的稳定性以及相对样本容量变化的灵敏性，A C．计量经济学检验 D

C．n-1 n

2i

关于残差的等式不正确的是A．ei0 B．eYˆ0ii0 ii 4．通过一容量为19的样本估计消费函数（CY）得：i i i A．Y在5%显著性水平下不显著 DA得到样本数据的概率最大样本数据C使残差平方和最小D数估计量的方差最小

2i

，i=1，2，…，n，1

B．(ˆ)/S1 1 1D2I1(I2(I

A．t分布 B．F分布C．2分布

A．Gleiser检验 C．G-Q检验 D．White检验A．Cov()2I

D．Cov(,)0 i,j1,2, i 11的随机解释变量，用的参数估计方法是A BC．差分法 D倾向将明显下降，则描述消费（C）依收入（I变动的关系宜采用

A．C

,D 1I1000元B．C

0 I<1000,D1I1000元C．C

I*)D

0 I<1000,I*1000元,D1I1000元D．C

*)D

0 ,I*1000元,D1I1000元 （）

A C．二个 （）A BC．外生变量和虚拟变量 D答题要求：正确的在题后括号中打，错误的打×1足基本假设条件下，一元线性回归模型的被解释变量及参数

通最小二乘估计量都服从正态分布。

2典计量经济方法中的线性函数，意味着参数是线性的，可以是非线性的。3本回归函数给出了对应于每一组解释变量的取值的释变量的总体均值。5合优度检验不能得出模型总体线性关系显著性水平下是否显著成立的结论。6在多重共线情况下，多元线性回归模型的结构参数的最小二乘估计量不再是最佳线性无偏估计。7义最小二乘法可同时克服异方差性、序列相关性对估计的影响。8．模型Y 中，如果虚拟变量D的取值为i i i i 9于联立方程模型，可利用阶条件判断方程是否可识别，利用秩条件判断方程是恰好可识别还是过度可识别。

2D-W 3拟变量陷阱4回归模型5数关系体系

1什么计量经济学模型的理论方程中必须包含随机误差项？2设某投资函数

t2

t5

表示t期的销售量。假定滞后变量的权数类型为OLS EViews软件进行参数估计，得到了如下估计结果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/25/06 Time:18:38Sample:19902005Includedobservations:16

MeandependentvarAdjustedR-squaredS.E.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodstat

S.D.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionistic回答下列问题：（1）①、②处所缺数据各是多少？是否显著？为什么？（显著性水平取系是否显著成立？为什么？（显著性水平取（4机误差项的方差的普通最小二乘估计值是多少？（5）可否判断模型是否存在一阶自相关？为什么？（显著性水平取5%，已知=5%、n=16、k=2时，d=0.98，d=1.54） 2．根据美国1961年第一季度至1977年第二季度的季度数据，得咖啡需求函数方程：

1.27890.1647lnP0.5115lnI0.1483lnP0.0089T0.0961Dt t t (2.14 ( (3.36 0.1570D2t

0.0097D(0.37)

R20.80其中：Q——人均咖啡消费量（单位：磅）P——咖啡的价格I——人均收入P——茶的价格T——时间趋势变量（1961年一季度为1，……1977年二季度为66）0

第一季度；其它

D2

第二季度其它

回答下列问题：（）如何解释时间变量5）如何解释模型中虚拟变量的作用？ t第二章一元线性回归模型 1、×2、×3、×4、√5、×6、×7、×8、×9、√10、√ i E(YX)i i i 0 1 0 1 （1）N为接受过N年教育的员工的总体平均起始薪金。当N为零时，平均薪金为，因此表示没有接受过教育员工的平均起始薪金。是N每变化一个单位所引EE[Y]]E[[ ] 1（3）如果的分布未知，则所有的假设检验都是无效的。因为t检验与F检验是建立EE*100NE*(/100)(/100)N(/100) E***N*这里*/100，*/100。所以新的回归系数将为原始模型回归系数的1/100EN(N*/12) E(/12)N*1/12 ,Y)的直线斜率为

XX t （2）因为X非随机且E()0，因此

]E[

t

1)

t XXt

]（（3）建立零假设H0:1，备择假设H1:设设H0:

的有效性不如的OLS估计量，所以较差。153.8%t（1）回归方程的截距0.7264表示当r147.10%r

变化引起的。当然R20.4710也表明回归方程对数 11，0.05，n240，查表可得临界值t0.05(238)1.645，由于t

111.059810.82141.645，所以接受零假 /0.4795杯；lnlnA0、1、ln(x ˆ:对方程左右两边取对数可得：lnylnAln(x令lnyy、 5)x 2 可得一元线性回归模型：yi 0 i

5)x3365.556 y2802.778i1i1

2148063044.44i1

xx

116951422.220.789876148063044i1ˆyˆx0 1444067i1

e2

153857 e2n2 153857.8.11第三章多元线性回归模型量的联合影响程度的统计量，克服了R2随解释变量的增加而增大的缺陷，与R2的关系为R21(1R2)

n1nk1

1 参数的参数的t值：0.658根据多元回归模型偏回归系数的含义，sibs前的参数估计值-0.094表明，在其他条件不（1）在给定5%显著性水平的情况下，进行t检验。PP

0.3644.550.0800.0040.0562.5603.89t 反变动，符合经济理论，模型正确。可以将（1）ln(X1)的系数表明在其他条件不变时，ln(X1)变化1个单位，Y变化的单位数，即tESS的自由度为:d.f.=2R=1-(1-R2)(n-1)/(n-k-1)=1-0.0012*14/12=0.9986

ˆ2ˆ)Var(ˆ)4Cov(ˆ,ˆ)4Var(ˆ) (22)XX2)3X

1

1

为ˆ2ˆ的样本标准差。1 （3）由1

22

1

22，代入原模型得Y

3X3（3）如果的真实值为0.40,则表明其估计值与真实值有偏误,但不能说的估计是有F FF,,2.5 1.32.24 3 4. 0.822 2.20.8 0.2（2）F

50.5>F0.05(2,29)3.33

nk1

5

1(ˆtS)(0.42.7561) ttp-（2）针对联合假设H0：i =0(i=1,5,6,7)的备择假设为H1：i HF

(RSSRSS)/(kk U RSS/(nk1)U

(5.038e74.763e7)/(73)(4.763e7)/(408)

0.462的F分布的临界值为2.67。显然，计算的F值小于临界值，我们不能拒绝H0，所以β

PPlim(1) 对于一元线性回归模型：Y

t

i zxii

i i，两边取概率极限得：zxii

n

Cov(Z,) Cov(Z,X)

第五章多重共线性 5i 2x

3

2x

3

2x

3

1x1i2x3

2x2i2x3

2x

3i 22i回归的一种形式为回归的一种形式为2 。于是，要检验的零假设H0： 1P (wYwwX(wYwwXi 0 i i

0，备择假设i （2）假设P时，模型除以P有：i i P

P

1iP

PP由于Var(u/P)2/P22，所以在该变换模型中可以使用OLS方法，得出BLUE估i i i

/P

关于1/P

/P

2i

/P

(w)2t

(wYwwXwX)2tt 0 t 1 t 2 t

对各求偏导并令值(wYwwXtt tt tt

)w0 0 0(

1t 2t)

((

1t 1t 2t)1t0 2t) 2t0

代替（1）中的w

(~ e~ ei2i1

，计算该统计量的值，根据样本容量n和解释变量数目k查D.W.分

和d

+（µt-µt-1）或ΔYt=β2ΔXt+εtYt=β0+β1t+β2Xt+µt第二步，做第二步，做e ~关于常数项、lnX、lnX和lnX和e ~的回归并计算R；定的显著性水平下，查该分布的相应临界值定的显著性水平下，查该分布的相应临界值2(1)。如果(n-1)R>

2t

2t

应与不相关。界值为d1.66、d1.05。由于DW=1.147位于这两个值之间，所以DW检验是无定 2t 第四步，由于在不存在一阶序列相关的零假设下(n-1)R2呈自由度为1的2分布。在给2 2(1)，拒绝零假设，1 1、错。理由是2的估计值减半，1,2的估计值不变。OLS D3LnY

2D3

3D4

（a）Ii=β0+β1Xi+RDi+µi其中，D0,r0.08（b）E（I|Xi，Di=1）=（β0+R）+β1Xi（c）E（I|Xi，Di=0）=β0+β1Xib（1）从咖啡需求函数的回归方程看，P的系数-0.1647表示咖啡需求的自价格弹性；I的系0T,t MYR t t1

第二个方程乘以有 tt1

1)5，原模型变为经验加权模型Y*MR

M(1)Y R(1)M t1 t (1)M R(1)Rt1 t1 t t1

（2）在给定的假设条件下，尽管与M相关，但与模型中出现的任何解释变量都t t （3）如果

，则M

相关，因为M

LnY 0

2

3.0

5%

为IZ14

2 4

3 4

t2

3 4

t3

2 4

t4

1 4

IZ，然后直接用OLS方法估计。t t 0)1、√2、×3、√4、√5、√6、×7、×8、× 3、A4、C 5、C 6、B 18、D19、B 1、联立方程计量经济学模型的结构式YX中的第i个方程中包含gi个内生变量如果R()g1

如果R()g1，则第i个结构方程可以识别，并且其中符号R表示矩阵的秩。一般将该条件的前一部分称为秩条件，用以判断结构方程,1

若

若

0、

u2代入第1个方程得：

2

1Z

uu2

1Z1

2

1 2 2

2

2

2

u2)

Y

0，

0。 常量S 1

1

0

0

0

00

0

00υ都相关。具体说来，N与P同期相关，而P与μ同期相关，所以N与μ同期相关。另一ILS

t t t t

111

21 P11 111

111

1

1

P1

1

22P

111

111

111

，

1111B

R(B0)=0＜g-1

00)=1=g