中级计量经济学-模拟题考试题第6套

第六套一、 2、简单相关系数矩阵方法主要用于检验D）A．B.C．D. C.二阶段最小二乘 D.普通最小二乘4、在利用月度数据构建计量经济模型时，如果一年里的12个月全部表现 A. D.5、White（BA．自相关 B.异方差 D.多重共性 C) B.有偏的，非有效的C．无偏的，非有效 D.有偏的，有效出现，则第i个方程是( AA.内生变 B.外生变 C.虚拟变 D.前定变 10、二元回归模型中，经计算有相关系数RX2X30.9985，则表明（ A.X2X3B.X2X3C.X2X3的拟合优度等于D.X2X311、在DW检验中，存在正自相关的区域是 A.4-dl﹤d B.0﹤d﹤C.du﹤d﹤4- D.dl﹤d﹤du,4-du﹤d﹤4-12、模型不具有如下特点 A.B．以一个滞后被解释变量Yt1Xt1,Xt2,，C．滞后一期的被解释变量Yt1XtXt1Xt2 ,u*)

Cov(u*,

)D．

t

t

OLS

y

1

x13在具体运用最小二乘法时,如果变换的结果是xVar(u)是下列形式中的哪一种 x

1 2

x,2 B.2x

2 A. B. C. D.15、在异方差的情况下，参数估计值仍是无偏的，其原因是 A.零均值假定成 B.序列无自相关假定成 16、已知DW统计量的值接近于2，则样本回归模型残差的一阶自相关系近似等于 A. C. D.17、对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1946—1954;1955—1963，模型如下：

Yt12XtYt34Xt关于上述模型，下列说法不正确的是 DA.13;24时则称为重合回 B.13;24时称为平行回13;24时称为相异回 D.13;24两个模型没有差18、对样本的相关系数，以下结论错误的是 |

|0，X与Y||1，X与Y1

D、0X与Y119、、对于二元样本回归模型Yi1

X

eiC.eiX3i

eiX2iD.eiYi20i A.可识别 B.不可识别 C.过度识别 D.恰好识别二、1关于自适应预期模型和局部调整模型下列说法不正确的有 CEC.它们都是模型的特D.E.OLS2、能够检验多重共线性的方法有（ A.简单相关系数矩阵 B.t检验与F检验综合判断C.DW检验 D.ARCH检验 E.White检3有关调整后的判定系数R2与判定系数R2之间的关系叙述正确的（BR2R2均非模型中包含的解释个数越多R2R2就相差越大1，RR2有可能大于RR20，R2

R24、检验序列自相关的方法是（CEF检验 B.White检验 C.图形D.ARCH检验 E.DW检验 F.Goldfeld-Quandt检验5F（BEESS(nESS(nkRSS(kESS(kRSS(nkR2R2(nk)(1R2)(kRSS(nkR2R2(k(1R2)(nk)三、判断题（判断下列命题正误，并说明理由2、当异方差出现时，常用的tF检验失效；由于方差不在具有最小性。这时往往会夸大t检验，使得t检验失效；但是F检验仍然有效。产生多重共线性的主要原因是：经济本变量大多存在共同变化趋势；模型中大量采用滞后变量；认识上的局限使得选择变量不错即使经典线性回归模型（CLRM）中的干扰项从正态分布的，OLS估计量仍然是无偏的。因为E(ˆ2E(2Kii2，该表达式成立与否与正间接最小二乘法适用于恰好识别方程的估计，其估计量为无偏估计而两阶段最小二乘法不仅适用于恰好识别方程用于过度识别方程阶段最小二乘法得到的估计量为有偏、一致估计四、1、为了研究市地方预算内财政收入与国内生产总值的关系，得到以下年地方预算内财政收入（亿元（亿元资料来源:《统计年鉴2002，中计利用EViews估计其参数结果为建立地方预算内财政收入对GDP的回归模型（3）(4)200536002005年财政收入的预测值和预测区间(0.05)。解：地方预算内财政收入（Y）和GDP的关系近似直线关系，可建立线性归模型

Yt12GDPt即tˆ3.611151即t t=(- R2=0.99181说明GDP解释了地方财政的99%模型拟合程度较好。模型说明当GDP每增长1亿元平均说来地方财政收入将增长0.134582元2005GDP3600亿元时，地方财政收入的点预测值为区间预测

（亿元 x2

f(X X f取0.05Yf平均值置信度95%的预测区间为 ^1n(XXfx2iYf1 1

Yf个别值置信度95%的预测区间 ^ (XXnfx2iYf = 282、运用1988研究与开发（R&D）支出费用（Y）与不同部门产品销售量（X）的数据建立了一个回归模型，并运用Glejser方法和White方法检验异 R20.4783,s.e.2759.15,FWhiteHeteroskedasticityF-TestDependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:08/08/05 Time:15:38Sample:118Includedobservations:Std.t-C .-X--Meandependent.AdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfoSumsquaredSchwarzLog-Durbin-Watson6.4435R2（1）WhiteGlejser（1给定0.05和自由度为2查卡方分布表得临25.99150White统计量nR25.2125，有nR20

(2)，则不原假设，说明模型不存在异方差X因为对如下函数形X得样本估计

e XXR2由此，可以看出模型中随机误差可能存在异方差对异方差的修正。可取权数为w1/X3、Sen和Srivastava（1971）在研究贫富国之间期望的差异时，利101Yi2.409.39lnXi3.36(Di(lnXi 其中：X是以计的人均收入Y是以年计的期望，人均收入超过1097，则被认定为富国；若人均收入低于1097，被认定（括号内的数值为对应参数估计值的t-值回归 引入DilnXi7的原因是什么？如何解释这个回归解释（1）由lnX1X2.7183，也就是说，人均收入每增加1.7183，平均意义上各国的期望会增加9.39岁。若当为富国时，Di1，则平均意义上，富国的人均收入每增加1.7183倍，其期望就会减少3.36岁，但其截距项的水平会增加23.52，达到21.12的水平。但从统计检验结果看，对数人均收入lnX对期望Y的影响并不显著。方程的拟合情况良好，可进一步进行多Di1Dil