(完整word版)计量经济学习题与答案

1、期中练习题1、回归分析中使用的距离是点到直线的垂直坐标距离.最小二乘准那么是指nA使(Y(Yt-Y?)到达最小值t1nB.使ZY-Yt|到达最小值t4nC.使工YtY2到达最小值t4nD.使2(YtY?)2到达最小值t4归模型为2、根据样本资料估计得出人均消费支出丫对人均收入X的lnY?=2.0+0.75lnX-这说明人均收入每增加1%,人均消费支出将增加A.0.75B.0.75%C.2D.7.5%F统计量3、设k为回归模型中的参数个数,n为样本容量.那么对总体回归模型进行显著性检验的与可决系数R2之间的关系为B.2R/(n-k)(1-R2)/(k-1)_2_2R/(1-R)(k-1)/(n-

2、k)C.F=(1.R2R/(n一k)D.2R2/(k-1)_2(1-R2)6、二元线性回归分析中TSS=RSS+ESS那么RSS的自由度为A.1B.n-2C.2D.n-346,那么随机9、五个解释变量线形回归模型估计的残差平方和为工e2=800,样本容量为误差项N的方差估计量02为A.33.33B.40C.38.09D.201、经典线性回归模型运用普通最小二乘法估计参数时,以下哪些假定是正确的A.Eui=0b.Varui=c2c.Euiuj-0D.随机解释变量X与随机误差ui不相关e.uiN0,.：2、对于二元样本回归模型丫=或+Wx1i+用X2i+e,以下各式成立的有'ei=0eiX

3、1i=0'eiX2i=0A.B.C.D£eiY=0EZX1iX2i=0.4、能够检验多重共线性的方法有A.简单相关系数矩阵法B.t检验与F检验综合判断法C.DW检验法D.ARCH检验法E.辅助回归法13、涉y&为回回模型的解释变量,那么表达完全多重共线性是A,x.+X-,=0民超后""=02C.x+x7+v=00为随机误差项D.x+&X2=0218.调粮后的判定基数月二叮划定系数叱之同的关系表达不W确的有,A.R-叮足均非仇c判断卷元回y模型拟介优度时,使用我士D.模型中包含的解秤变量个数越多.声与川就相差越大E.只要模型中包括截距项在内的

4、参数的个数大干I,WiJ7?2计算题1、为了研究我国经济开展状况,建立投资X1,亿元与净出口X2,亿元与国民生产总值Y,亿元的线性回归方程并用13年的数据进行估计,结果如下：Y?=3871.8052.177916X1i4.051980X2iS.E=2235.260.121.282R=0.99F=582n=13问题如下：从经济意义上考察模型估计的合理性；3分2二2一一估计修正可决系数R,并对R作解释；3分在5%勺显著性水平上,分别检验参数的显著性；在5%显著性水平上,检验模型的整体显著性.to.o2513=2.16,Fo.052,10=4.104分2、某市33个工业行业2000年生产函数为：共2

5、0分Q=ALKeu1 .说明、的经济意义.5分2 .写出将生产函数变换为线性函数的变换方法.5分3 .假设变换后的线性回归模型的常数项估计量为P0,试写出A的估计式.5分4 .此模型可能不满足哪些假定条件,可以用哪些检验5分3、对于人均存款与人均收入之间的关系式与=S+QZ+%,使用美国36年的年度数据,得到如下估计模型括号内为标准差：=384,105+0.067151.1050.011F.一:二二£（1） 1的经济解释是什么？5分（2） 20!和£的符号是什么？为什么？实际的符号与你的直觉一致吗？如果有冲突的话,你可以给出可能的原因吗？7分4检验是否每一个回归系数都与假设

6、,检验统计值及其分布和自由度,3你对于拟合优度有什么看法吗？5分零显著不同在1%水平下.同时对零假设和备择以及拒绝零假设的标准进行陈述.你的结论是什么？8分简做题：多重共线性的后果有哪些？普通最小二乘法拟合的样本回归线的性质?随机误差项"i产生的原因是什么？一、判断题20分1 .随机误差项"i和残差项4是一回事.2 .给定显著性水平口及自由度,假设计算得到的M值超过临界的t值,我们将接受零假设3 .炉二ESS/侬.4 .多元回归模型中,任何一个单独的变量均是统计不显著的,那么整个模型在统计上是不显著的.5 .双对数模型的R2值可与线性模型的相比拟,但不能与对数-线性模型的相

7、比拟在模型中引入解和变晶的交个滞后项容易,产生实质共线性6简单线性回归模型与多元线性回JH模型的根本假定是相印的口7计算题3答案：对于人均存款与人均收入之间的关系式£=&+使用美国36年的年度数据,得到如下估计模型括号内为标准差：3=384105+0,067；151.1050.011广-一；1/的经济解释是什么？5分答：£为收入的边际储蓄倾向,表示人均收入每增加1美元时人均储蓄的预期平均变化量.2.和口的符号是什么？为什么？实际的符号与你的直觉一致吗？如果有冲突的话,你可以给出可能的原因吗？7分答：由于收入为零时,家庭仍会有支出,可预期零收入时的平均储蓄为负,因此a

8、符号应为负.储蓄是收入的一局部,且会随着收入的增加而增加,因此预期的符号为正.实际回归式中,6的符号为正,与预期的一致；但截距项为正,与预期不符.这可能是由于模的错误设定造成的.例如,家庭的人口数可能影响家庭的储蓄行为,省略该变量将对截距项的估计产生影响；另一种可能就是线性设定可能不正确.3你对于拟合优度有什么看法吗？5分答：拟合优度刻画解释变量对被解释变量变化的解释水平.模型中53.8%的拟合优度说明收入的变化可以解释储蓄中53.8%的变动.4检验是否每一个回归系数都与零显著不同在1%水平下.同时对零假设和备择假设,检验统计值及其分布和自由度,以及拒绝零假设的标准进行陈述.你的结论是什么？8

9、分答：检验单个参数采用t检验,零假设为参数为零,备择假设为参数不为零.双变量情形下,在零假设下t分布的自由度为2二36-2二34.由t分布表可知,双侧1%下的临界值位于2.750与2.704之间.斜率项计算的f值为0.067/0.011=6.09截距项计算的,值为384.105/151.105=2.54.可见斜率项计算的t值大于临界值,截距项小于临界值,因此拒绝斜率项为零的假设,但不拒绝截距项为零的假设.计量经济学练习题一、单项选择题本大题共20小题,每题1分,共20分1 .弗里希将计量经济学定义为A.经济理论、统计学和数学三者的结合B.治理学、统计学和数学三者的结合C.治理学、会计学和数学三

10、者的结合D.经济学、会计学和数学三者的结合2 .有关经济计量模型的描述正确的为A.经济计量模型揭示经济活动中各个因素之间的定性关系B.经济计量模型揭示经济活动中各个因素之间的定量关系,用确定性的数学方程加以描述C.经济计量模型揭示经济活动中各个因素之间的定量关系,用随机性的数学方程加以描述D.经济计量模型揭示经济活动中各个因素之间的定性关系,用随机性的数学方程加以描述3 .系统误差是由系统因素形成的误差.系统因素是指A.那些对被解释变量的作用显著,作用方向稳定,重复试验也不可能相互抵消的因素B.那些对被解释变量的作用显著,作用方向不稳定,重复试验也不可能相互抵消的因素C.那些对被解释变量的作用

11、显著,作用方向不稳定,重复试验相互抵消的因素D.那些对被解释变量的作用显著,作用方向稳定,重复试验可能相互抵消的因素4 .回归分析的目的为A.研究解释变量对被解释变量的依赖关系B.研究解释变量和被解释变量的相关关系C.研究被解释变量对解释变量的依赖关系D.研究解释变量之间的依赖关系B.Y是随机变量,X是非随机变量D.X和Y均为非随机变量B.Yi的测量误差5 .在X与Y的相关分析中A.X是随机变量,Y是非随机变量C.X和Y都是随机变量6 .随机误差项是指A.不可观测的因素所形成的误差C.预测值Y与实际值Yi的偏差D.个别的Xi围绕它的期望值的离差7 .根据经典假设,线性回归模型中的解释变量应为非

12、随机变量,且A.与被解释变量Y不相关B.与随机误差项Ui不相关C.与回归值值Y?不相关D.与残差项ei不相关8 .判定系数R2的取值范围为A.0WR2W2B.0WR2W1C.0WR2W4D.1WR2W49 .在一元回归模型中,回归系数P2通过了显著性t检验,表示A.艮w0B.口20C.P2W0,02=0D.P2=0,邑W010 .根据判定系数R2与F统计量的关系可知,当R2=1时,有A.F=-1B.F=0C.F=1D.F=811 .当存在异方差时,使用普通最小二乘法得到的估计量是A.有偏估计量B.有效估计量C.无效估计量D.渐近有效估计量12 .怀特检验适用于检验A.序列相关B.异方差D.设定

13、误差C.多重共线性13 .序列相关是指回归模型中A.解释变量X的不同时期相关C.解释变量X与随机误差项u之间相关14 .DW佥验适用于检验A.异方差C.多重共线性B.被解释变量D.随机误差项B.序列相关D.设定误差Y的不同时期相关u的不同时期相关15.设Y=Po+PiXi+5,Y=居民消费支出,X=居民收入,D=1代表城镇居民,D=0代表农村居民,那么截距变动模型为A. Yi=一:.-Xi一D5B. Y=(Po+P2)+PXi+UiCYi=(%：i)-XiUiD.Y=瓦+PiXi+PzDXi十Ui16.如果联立方程模型中两个结构方程的统计形式完全相同,那么以下结论成立的是A.二者之一可以识别C

14、.二者均不可识别17.结构式方程过度识别是指A.结构式参数有唯一数值C.结构式参数具有多个数值1 .同一统计指标按时间顺序记录的数据列是A.时间数据C.时序数据2 .在X与丫的相关分析中A.X是随机变量,Y是非随机变量C.X和Y都是随机变量3 .普通最小二乘准那么是A.随机误差项Ui的平方和最小C.Xi与它的均值X的离差平方和最小B.二者均可识别D.不确定B.简化式参数具有唯一数值D.简化式参数具有多个数值B.时点数据D.截面数据B.Y是随机变量,X是非随机变量D.X和Y均为非随机变量B.Yi与它的期望值Y的离差平方和最小D.残差ei的平方和最小4 .反映拟合程度的判定系统数R2的取值范围是A

15、.0WR2W2B.0WR2W1C.0WR2W4D.1WR2W45 .在多元线性回归模型中,参加一个新的假定是A.随机误差项期望值为零B.不存在异方差C.不存在自相关D.无多重共线性A.估计值*06 .在回归模型Y=31+32X2+33X3+34X4+U中,如果假设H0：32w0成立,那么意味着B.X2与Y无任何关系var(2j)C.回归模型不成立7 .回归系数进行显著性检验时的A.var(?j)D.X2与丫有线性关系t统计量是?jB.jD.B.E(uiuj)=0,iwjB.应用研究D.定性研究B.%=0.20.7XirXY=0.8C.Yi=0.9-0.2XirXY=0.5D.Yi=0.80.6

16、XirXY=一0.2Cj.var(?j)8 .以下哪种情况说明存在异方差？A.EUi=0C旦u2=a2常数D.Eu2=of9 .异方差情形下,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D.加权最小二乘法10 .假设计算的DW统计量为0,那么说明该模型A.不存在一阶序列相关B.存在一阶正序列相关C.存在一阶负序列相关D.存在高阶序列相关11 .模型中包含随机解释变量,且与误差项相关,应采用的估计方法是A.普通最小二乘法B.工具变量法C.加权最小二乘法D.广义差分法12 .在多元线性回归模型中,假设某个解释变量其余解释变量的判定系数接近1,那么说明模型中存在A.异方差B.自相关C.

17、多重共线性D.设定误差15 .设个人消费函数Yi=R+p2Xj+5中,消费支出Y不仅与收入X有关,而且与年龄构成有关,年龄构成可以分为老、中、青三个层次,假定边际消费倾向不变,该消费函数应引入虚拟变量的个数为A.1个B.2个C.3个D.4个16 .如果联立方程模型中两个结构方程的统计形式完全相同,那么以下结论成立的是A.二者之一可以识别B.二者均可识别C.二者均不可识别D.二者均为恰好识别20.下面关于简化式模型的概念,不正啊.的是A.简化式方程的解释变量都是前定变量B.在同一个简化式模型中,所有简化式方程的解释变量都完全一样C.如果一个结构式方程包含一个内生变量和模型系统中的全部前定变量,这

18、个结构式方程就等同于简化式方程D.简化式参数是结构式参数的线性函数2 .计量经济学起源于对经济问题的A.理论研究C.定量研究3 .以下回归方程中一定错误.的是A.Yi=0.30.6XirXY=0.54 .以Y表示实际观测值,Y?i表示预测值,那么普通最小二乘法估计参数的准那么是DW(Yi-Y)2最小A.汇Yi%2=0B.汇Yi-Y2=0C.汇(Yi-%)2最小5 .在对回归模型进行统计检验时,通常假定随机误差项Ui服从A.N0,一B.tn-1C.N0,ofD.tn6 .两个正相关变量的一元线性回归模型的判定系数为0.64,那么解释变量与被解释变量间的线性相关系数为A.0.32B.0.4C.0.

19、64D.0.87 .在利用线性回归模型进行区间预测时,随机误差项的方差越大,那么A.预测区间越宽,精度越低B.预测区间越宽,预测误差越小C.预测区间越窄,精度越高D.预测区间越窄,预测误差越大8 .对于利用普通最小二乘法得到的样本回归直线,下面说法中错误.的是A.Z2ei=0B.eiw0C.汇eX=0D.EY=ES?i9 .以下方法中不是,用来检验异方差的是A.ARCH佥验B.怀特检验C.戈里瑟检验D.方差膨胀因子检验10 .如果线性回归模型的随机误差项的方差与某个变量Z成比例,那么应该用下面的哪种方法估计模型的参数?A.普通最小二乘法B.加权最小二乘法C.间接最小二乘法D.工具变量法11 .

20、如果一元线性回归模型的残差的一阶自相关系数等于0.3,那么DW烧计量等于A.0.3B.0.6C.1D.1.412 .如果dL<DW<d,贝UA.随机误差项存在一阶正自相关B.随机误差项存在一阶负自相关C.随机误差项不存在一阶自相关D.不能判断随机误差项是否存在一阶自相关13 .记p为回归方程的随机误差项的一阶自相关系数,一阶差分法主要适用的情形是A.p=0B.p=1C.p>0D.p<014 .方差膨胀因子的计算公式为A.VIF?i=-1-B.VIF?i=11-R21-R2退山不谭17 .在联立方程模型中,识别的阶条件是A.充分条件C.必要条件18 .在简化式模型中,其解

21、释变量都是A.外生变量)B.充要条件D.等价条件)B.内生变量D.前定变量二、多项选择题(本大题共5小题,每题2分,共10分)22.多元回归模型Yi=良+P2X2i+P3X3i+U通过了整体显著性F检验,那么可能的情况为C.滞后变量()A.国=0,p3=0B.%W0,口3W0C.民=0,03W0D.%W0,瓦=0E.'.-1=0,-2=0,-3=023.计量经济模型中存在多重共线性的主要原由于()A.模型中存在异方差B.模型中存在虚拟变量C.经济变量相关的共同趋势D.滞后变量的引入E.样本资料的限制27 .常用的处理多重共线性的方法有()A.追加样本信息B.使用非样本先验信息C.进行变

22、量形式的转换D.岭回归估计法E.主成分回归估计法28 .在消费(Y)对收入(X)的回归分析中考虑性别的影响,那么以下回归方程可能正确的有()A.Y=-0+-1X+UB.Y=L0+：0D+-mX+uC.Y='-0+,IX+"1(DX)+uD.Y=1；：0+11(DX)+uE.Y='.-0+'工0D+【1X+'工1(DX)+u五、简单应用题(本大题共3小题,每题7分,共21分)36 .以19781997年中国某地区进口总额Y(亿元)为被解释变量,以地区生产总值X(亿元)为解释变量进行回归,得到回归结果如下：Yt=-261.09+0.2453XSe=(31.

23、327)()t=()(16.616)R2=0.9388n=20要求：(1)将括号内缺失的数据填入；(计算结果保存三位小数)(2)如何解释系数0.2453;(3)检验斜率系数的显著性.(a=5%,3.025(18)=2.101)37 .设消费函数为Yt=Po+PXt+ut,假设月收入Xt在1000元以内和1000元以上的边际消费倾向存在显著差异,如何修改原来的模型？分别写出两种收入群体的回归模型.38 .考虑下述模型C=c(i+ot2Dt+ut(消费方程)"=口+昆D-+Vt(投资方程)Pt=C+It+2t其中,C=消费支出,上收入,1=投资,Z=自发支出；CI和D为内生变量.要求：(

24、1)写出消费方程的简化式方程；(2)用阶条件研究各方程的识别问题.六、综合应用题(本大题共1小题,9分)39 .经济学家提出假设,能源价格上升导致资本产出率下降.据30年的季度数据,得到如下回归模型：Ln(Y/K)=1.5492+0.7135Ln(L/K)-0.1081LnP+0.0045t(16.35)(21.69)(-6.42)(15.86)R2=0.98其中,Y=产出,K=资本流量,L=劳动投入,R=能源价格,t=时间.括号内的数字为t统计量.(计算结果保存三位小数)问：(1)回归分析的结果是否支持经济学家的假设；(2)如果在样本期内价格P增加60%,据回归结果,资本产出率下降了多少？(

25、3)如何解释系数0.7135?四、简做题(本大题共4小题,每题5分,共20分)36 .试述一元线性回归模型的经典假定.37 .多重共线性补救方法有哪几种？39 .试述间接最小二乘法的计算步骤.六、分析题(本大题共1小题,10分)42 .根据相关数据得到了如下的咖啡需求函数方程：LnY?=1.2789-0.1647LnXl+0.5115LnX2+0.1483LnX3-0.0089T-0.0961D1-0.157D2-0.0097D3R2=0.80其中X,X2,Xs,T,D,D>,D的t统计量依次为(-2.14),(1.23),(0.55),(-3.36),(-3.74),(-6.03),(

26、-0.37).Y=A均咖啡消费量,X1=咖啡价格,X2=人均可支配收入,X3=茶的价格,丁=时间变量,D为虚拟变量,第i季时取值为1,其余为零.要求：(1)模型中X1,X2,X3系数的经济含义是什么？(2)哪一个虚拟变量在统计上是显著的？(3)咖啡的需求是否存在季节效应？单项选择CDACACCABBADCBDBACCCCDBDDDDDBBCBCDCCCADABDBDDBAC多项选择BCDCDEABCDEBCE2.r2、n-11、(1)R2=1(1R2)=0.78n-k(2)H0：B2=E3=0Hi：B2、R至少有一个不为0F=40>R.o5(2,20),拒绝原假设.H0：B2=0Hi：B

27、2W0t=2.8>t0.025(20)=2.09,拒绝原假设,Yt的系数是统计显著H0：B3=0Hi：B3W0t=3.7>t0.025(20)=2.09,拒绝原假设,Pt的系数是统计显著2、此模型存在异方差,可以将其变为：,Yi=,bi+b2Xi+5,那么为同方差模型Xi2X2Xi2X2Xi2X2Xi2X23、答：(i)Cov(Ui,Uj)=0ij的古典假设条件不满足,而其他古典假设满足的计量经济模型,称为自相关性.由于D.W=0.3474dL=1.24,D.WX小于dL所以存在自相关,且正相关.(2)自相关产生的影响：OLS估计量不是最好估计量,即不具有方差最小性；T检验,F检验

28、失效；预测精测下降.Yt-：丫一=b0(1-：)b(Xt-：X)山-人*令Y=Yt-PYt-1X=XtPXti从而Y*=b0(1-P)十"X*+vt这样模型满足古典假设,可以进行OLS估计S4、答：(1)内生变量有：QD仃P外生变量有：YW前定变量有；X/YWQtD+0QSfP一5+0叫=%(2)完备型为：0Qd+QtS-?1Pt+0Yt+0Yy-?2Wt=2t、QtD-QtS+0P+0Yt+0Yt=+0Wt=0(3)识别第一个方程.阶条件KKi=32=1gi-1=2-1=1K-Ki>gi-1故阶条件满足,方程可识别.10-二2-二30秩条件(BT)=01P100-P21-10

29、000B0T0=1-2RB0T0=2g-1=2-10RB0T0=g1故秩条件满足,方程可识别.由于KKi=gi-1故第一个方程为恰好识别.E简单通用总本大题共3小题,每小以,分.黄切分3&一解乂心与,=0.015qf-8.3422分幻斜率簪数G,2453裹示地区生产总仇增拄1亿元,进褥求平均增加0.2453亿元.2分3斜率系数的f烷汁费为时.616,远大于略界水干.费,粮抬宸拒艳翼其科犁系数为厚的限设.分|'lX,】.37 .设X*-100D+D=J42分帙型可修改为QXr<1000匕n国+居凡+四*一*.1D,事3分13.元以内组的回归傻型为匕三国十区M+%1000元以

30、上第里1回归模量为Y尸*TX*+昌+昌&+孙2分38 .斛UD前耕方程的陶化式方程为G=/+肌Di+心4+%(3分苴中,.-%+咽-一色且_R=的_仪北对于消费方程推除的变量数=32=3?方程个数-1=2,方程为过度识别*CE分对于投资方程排除的变量数=行-2=3>方程个数-1=2,该方程为过度识别-2分六,爆含血用题本大歌共1小照,9分解XI该回旧模型支持了偎设.由于价格对效LnP的回归系数符号为货说明桥格第提升1%,资本产出率料下降0.10E1兄-?3分?2贵本产出率的下降幅度为0.108】乂&0=6.426%3分3系数0.71茄获示每单位贵本的劳动力投入懈加1%,麋

31、本产出率增加d71死%.6分六、分相11大兴I小JO分幅D8的系费表示啡价格弹性,%的第敦表示人均可支配收入的弹性评,的系依我示茶的价格弹性,分堪表示如F价格,可支配收入.茶的价粗?加1%,南啡需求料减少0.16%,增加651%.,15取6分»Di和郎!fi-季度和第二季度抵阜显营.-2分3由于一、二率度版拟变*¥*商以存在季节效应.2分739家上市公司绩效NER与基金持股比例RATE关系的OLS估计结果与残差值表如下:DependentVariable:NERMethod:LeastSquaresDate:04/15/07Time:21:25Sample:1739Incl

32、udedobservations:7397ariab1eCoefficientStdErrort-StatislicProb.C0.097190010555CDOOOORATE0.0034660.0005005.972C040.0000R-squaredAdjusiedR-squaredS.E.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-Watsonstat0.132252O244003-O026484-O0140200.000000Meandependentvar0.04487E£,EjdepetiiJetit,yr0.238465

33、AkaikeinfocriterionC)Schwarzcriterion11.78570F-statistic2,016S65Prob(F-statistic)残差值表:口匕S7rN三；了N4ActualIFittedIResidual0.03182口.09了N7P6O,16091口.口9了421.计算1、2、3、4、5划线处的5个数字,并给出计算步骤保存4位小数.2 .根据计算机输出结果,写出一元回归模型表达式.3 .假设上市公司绩效值NER服从正态分布,模型满足同方差假定条件.1作为样本,739个上市公司绩效值的NER分布的均值和方差是多少？当基金持股比例RATE为0.40时,上市公司绩

34、效值条件分布的均值和方差是多少？方差写出公式即可Answer：11t统计量二系数估计值-系数原假设/系数的标准误=0.097190/0.010555=9.2079;2R2与调整后的R2存在关系式p85公式3.48:R2=0.046173表中S.E.ofregression=/£sj/n-k,参看p91,所以可以得残差平方和=0.238465*0.238465*737=41.909(4)由p87公式(3.51)关于F统计量和可绝系数的关系式,得F统计量=(739-2)/(2-1)*0.04617/(1-0.04617)=35.678残差=实际值-拟合值=-0.06545NER=0.09

35、720.0035RATE(9.2079)(5.9728)R2=0.0462F=35.678DW=2.02说明：括号中是t统计量1紧紧围绕输出结果,表中伽懒麻I时.您2,所以均值为0.1322；SQ加帆第.2伽,是被解释变量的标准差,所以方差为0.244人2;2这是一个点预测问题,将解释变量值代入回归方程,得条件均值=0.0972+0.0035*0.4=0.0986;条件方差的计算复杂些,由理论知识知道被解释变量的方差和扰动项的方差相等,即,2w町=夙4=a2l+-+Cfvary尸varu,所以p53公式2.78*标"二毛小就是被解释变量的条件方差.具体计算根据公式2.78,需要知道x

36、的均值,这个可以从p33公式(2.29)推出,X=(YP1)/P2=(0.13220.0972)/0.0035=10,Xf=0.4,还需要知道汇不,而系数%的标准差为0.0006,分子是.E.ofregression等于0.2385汇"l=(0.2385/0.0006)A2=158006.25,这样bl+十?Jk'击所以可以得到就得到=0.2385A2(1+1/739+(0.4-10)人2/158006.25=0.05691、回归分析中使用的距离是点到直线的垂直坐标距离.最小二乘准那么是指nA.使Z(Yt-Y?)到达最小值tmnB.使ZYt-Yt|到达最小值11nC.使

37、63;(YtYt)2到达最小值twnD.使Z(YtY?)2到达最小值112、根据样本资料估计得出人均消费支出Y对人均收入X的回归模型为lnY?=2.0+0.75lnXi,这说明人均收入每增加1%,人均消费支出将增加A.0.75B.0.75%C.2D.7.5%3、设k为回归模型中的参数个数,n为样本容量.那么对总体回归模型进行显著性检验的F统计量与可决系数R2之间的关系为A.FR2/(n-k)ZT2(1-R2)/(k-1)B.FR2/(1-R2)二(k-1)/(n-k)C.R2F二2(1_R2)/(n-k)D.R2/(k-1)F一2(1-R2)6、二元线性回归分析中TSS=RSS+ESS那么RS

38、S的自由度为A.1B.n-2C.2D.n-39、五个解释变量线形回归模型估计的残差平方和为ze2=800,样本容量为46,那么随机误差项R的方差估计量92为A.33.33B.40C.38.09D.201、经典线性回归模型运用普通最小二乘法估计参数时,以下哪些假定是正确的2A.E(ui)=0B.Var(ui)-；iC.E(uiuj)0D.随机解释变量X与随机误差ui不相关E.Ui2N(0,；L)2、对于二元样本回归模型Y=或+邑X1i+x2i+e,以下各式成立的有A;ei二0b;A.B.eiX1i=0C.DgeiY=0E.XiiX2i检验与F检验综合判断法检验法4、能够检验多重共线性的方法有A.

39、简单相关系数矩阵法B.tC.DW验法D.ARCHE.辅助回归法设,仁%为kI归模型的解和变量.那么表达完全豕收共线性是?A.xt+X,=02.D.xi+=0C,x,+x,+v=0(#为随机误菜项)2.18、调想后的判定系数反口与判定系数出之网的关系表达不正确的仃,A.正士与女士均#负c.判断多元PIUI模型,拟合优度时,使用声D.模型中包含的解稗变联个数越冬.中就相差越大E.只要模型中包括假期项在内的参数的个数大I,那么JT计算题1、为了研究我国经济开展状况,建立投资Xi,亿元与净出口X2,亿元与国民生产总值Y,亿元的线性回归方程并用13年的数据进行估计,结果如下：Y=3871.8052.177916Xii4.051980X2iS.E=2235.260.121.282R=0.99F=582n=13问题如下：从经济意义上考察模型估计的合理性；3分22估计修正可决系数R,并对R作解释；3分在5%勺显著性水平上,分别检验参数的显著性；在5%显著性水平上,检验模型的整体显著性.to.o2513=2.16,Fo.o52,1O=4.104分2、某市33个工业行业2000年生产函数为：共20分Q=ALKeu5 .说明、的经济意义.5分6 .写出将生产函数变换为线性函数的变换方法.5分7 .假设变换后的线性回归模型的常数