计量经济学复习资料Word文件下载.docx
《计量经济学复习资料Word文件下载.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《计量经济学复习资料Word文件下载.docx(13页珍藏版)》请在冰豆网上搜索。
,则样本回归直线通过点()
18.相关系数r的取值范围是()
A.r≤-1 B.r≥1 C.0≤r≤1 D.-1≤r≤1
19.如果方差膨胀因子VIF=10,则()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.解释变量与随机项的相关性
20.根据样本资料已估计得出人均消费支出Y对人均收入X的回归模型为
,这表明人均收入每增加1%,人均消费支出将增加()
A.2%B.0.2%C.0.75%D.7.5%
21.如果模型存在异方差性,参数OLS估计式的方差()
A.错误!
未找到引用源。
B.不再最大C.不再最小D.不再存在
22.如果模型存在异方差性,t检验和F检验将()
A.有效B.失效C.错误!
D.下降
23.在多重共线性的检验中,当简单相关系数r=0.3时,说明多重共线()
A.较强B.较弱C.中等D.最强
24.在多重共线性的检验中,当方差扩大因子大于等于10,说明()
A.解释变量严重多重共线B.被解释变量严重多重共线
C.解释变量不存在多重共线D.被解释变量不存在多重共线
25.在多元回归分析中,如果解释变量之间完全多重共线,则解释变量系数X矩阵,即()
A.Rank(X)>
kB.Rank(X)<
kC.Rank(X)=kD.Rank(X)=0
26.在回归分析中,多重可决系数R2是衡量模型对观测值的拟合优劣程度的指标,R2=()
A.ESS/TSSB.ESS/RSSC.RSS/TSSD.ESS+RSS
27.在用异方差的图示检验法时,当e2与Xi的散点图中,如果e2随Xi变化,则表明μi()
A.不存在多重共线B.不存在异方差C.存在多重共线D.存在异方差
28.使用Goldfeld-Quanadt检验时,错误!
时,拒绝原假设,接受备择假设,认
为模型中随机误差项()
A.存在异方差B.不存在异方差C.存在自相关D.不存在自相关
29.在计量经济模型异方差研究中,异方差的补救措施()
A.广义差分B.逐步回归法C.加权最小二乘法D.经验方法
30.在多元回归方程中,当β3=—17.15069,错误!
=0.1025,tα/2(8)=2.306,错误!
,β3置信度为95%的置信区间()
A.25.6861≤β2≤8.6173B.—25.6861≤β3≤—8.6173
C.—0.5844≤β2≤—0.8639D.0.3246≤β2≤0.6426
31.在计量经济模型多重共线研究中,完全多重共线其解释变量的相关系数等于
()
A.0B.0.5C.0.8D.1
32.计量经济学的产生源于经济问题的(),这是社会经济发展到一定阶段的客观需求。
A.宏观研究B.微观研究
C.定性研究D.定量研究
33.在对x与y的相关分析中()
A.x是随机变量B.y是随机变量
C.x与y都是随机变量D.x与y都是非随机变量
33.在变量之间的相关关系中,按涉及变量数量来划分,三个或三个以上变量的相关关系称为()
A.线性相关B.多重相关
C.简单相关D.完全相关
34.当一个变量的变化完全由另一个变量的变化所确定时,称为变量之间()
C.非线性相关D.完全相关
35.在变量的相关分析中,r>0时,表明X与Y为()
36.假设n为样本容量,则在一元线性回归模型中方差的无偏估计量为()
37.在简单线性回归的基本假设中,随机扰动项与解释变量不相关,可表示为()
38.在一元线性回归中,总体的回归函数可以表示为()
39.在一元线性回归系数假设检验中,当总体方差未知,而且样本容量较小时,
用估计值的方差代替总体的方差构成的t统计量,自由度为()
A.nB.n-1C.n-2D.n-3
40.在多元线性回归模型的检验中,多重可决系数越接近于0,模型对数据的拟合程度()
41.各种经济变量相互之间的依存关系:
一种是确定性函数关系,另一种是不确定性的统计关系或相关关系,下式中不确定性相关关系是()
A.Y=aX+bB.Y=f(X)C.Y=aX2+bD.Y=f(X,u)
42.计量经济学中,经济变量可分为解释变量和被解释变量,被解释变量是变动的()
A.影响因素B.结果C.原因D.非影响因素
43.计量经济学中,从变量相关关系变化的方向来看,两个变量趋于相反方向变化时,称为变量之间存在()
A.线性相关B.线性无关C.正相关D.负相关
44.总体被解释变量Y的条件均值表现为解释变量X的函数,这个函数称为()
45.Y样本观测值的条件均值随解释变量X而变动的轨迹,称为()
46.产量(X,台)与单位产品成本(Y,元/台)之间的回归方程为
,这说明()
A.产量每增加一台,单位产品成本增加356元
B.产量每增加一台,单位产品成本减少1.5元
C.产量每增加一台,单位产品成本平均增加356元
D.产量每增加一台,单位产品成本平均减少1.5元
47.用一组有30个观测值的样本估计模型
,在0.05的显著性水平下对
的显著性t检验,则
显著地不等于零的条件是其统计量t大于()
A.t0.05(30)B.t0.025(29)C.t0.05(29)D.t0.025(28)
48.模型中引入实际上与解释变量相关较高的变量,会导致参数的OLS估计量方差()
A.增大 B.减小 C.有偏 D.非有效
49.在由n=30的一组样本估计的包含3个解释变量的线性回归模型中,计算得多重可决系数为0.8500,则调整后的多重可决系数为()
A.0.8603B.0.8789C.0.8655D.0.8327
50.根据多重可决系数R2与F统计量的关系可知,当R2=1时有()
A.F=1
B.F=-1
C.F=∞D.F=0
51.如果其他条件不变,但模型中随机误差项的方差(),则称具有异方差性。
52.如果模型存在异方差性,
会增大,Y预测值的精确度将会()
A.不能确定B.提高
C.保持不变D.下降
53.在Goldfeld–Quanadt检验方法中,
=144958.9,
=735844.7,F统计量()
A.6.0762B.0.197
C.1.197D.5.0762
54.在多重共线性的检验中,当简单相关系数r>
(),说明存在较严重的多重共线。
A.0.3B.0.6C.0.8D.0.9
55.在多重共线性的检验中,当方差扩大因子越接近于1,说明()
A.解释变量完全多重共线B.被解释变量完全多重共线
C.解释变量的线性相关程度较弱D.被解释变量的线性相关程度较弱
56.在多元回归分析中,如果解释变量之间是线性无关,则X为满秩矩阵,即()
57.TSS反映总变差,ESS反映回归平方和,RSS反映残差平方和,则TSS=()
A.ESS/TSSB.ESS-RSSC.ESS×
TSSD.ESS+RSS
58.在用异方差的图示检验法时,当e2与Xi的散点图中,如果e2不随Xi变化,则表明μi
59.在一元回归方程中,当β2=0.61348,SE(β2)=0.01262,n=10,β2置信度为95%的置信区间()
A.0.5844≤β2≤0.6426B.0.4237≤β2≤0.6426
C.0.5844≤β2≤0.8639D.0.3246≤β2≤0.6426
60.在计量经济模型异方差检验中,White检验,的分布,p为辅助回归式中()个数。
A.参数B.模型C.变量D.斜率
61.在计量经济模型多重共线研究中,不完全多重共线其解释变量的相关系数等于
A.0B.0<
r<
1C.-1D.1
3、多项选择题
1.计量经济学中应用的数据包含()
A.统计数据B.宏观经济数据
C.版面数据D.虚拟变量数据
E.微观经济数据
2.计量经济学的目的是要把实际经验的内容纳入经济理论,确定表现各种经济关系的经济参数,从而()
A.把握宏观经济B.预测经济发展的趋势
C.验证经济理论D.为制定经济政策提供依据
E.研究经济问题
3.在相关性分析中,从经济变量相关的程度来划分,其包含()
A.线性相关B.复相关
C.完全相关D.不相关
E.不完全相关
4.在简单线性回归系数的假设检验时,拒绝原假设的条件是()
A.-ta/2<
t<
ta/2B.t<
-ta/2
C.t>
ta/2D.t=-ta/2
E.t=ta/2
5.在多元回归模型中,完全多重共线性产生的后果是()
A.参数估计式方差增大B.假设检验容易出现错误判断
C.置信区间趋于变大D.参数估计为不定式
E.参数估计量的方差无穷大
6.在多元线性回归系数的假设检验时,拒绝原假设的条件是()
A.︱t︱≥ta/2(n-k)B.t<
-ta/2(n-k)
C.t>
ta/2(n-k)D.t=-ta/2(n-k)
E.t=ta/2(n-k)
7.在多元回归模型中,不完全多重共线性产生的后果是()
8.计量经济学中应用的数据包含()
9.可决系数是回归线对样本观测数据拟合好坏程度的重要指标,其特点是()
A.可决系数是非负的统计量B.可决系数是随抽样而变动的随机变量
C.0<
r2<
1D.r2=1
E.r2=0
10.在多元回归模型中,完全多重共线性产生的后果是()
4、计算题:
1.研究家庭每月消费支出Y与家庭每月可支配收入X之间的关系,数据见表1。
⑴根据表中数据计算,建立家庭消费支出Y与家庭每月可支配收入X的回归模型。
⑵对模型经济意义检验。
⑶根据表中数据,若已知,计算可决系数R2,说明模型与样本数据的拟合情况。
⑷根据表中数据,若已知,,对Y平均值做区间预测。
表1随机样本的相关数据
序号
可支配收入
消费支出
1
1000
932
-2250
-1142.5
2570625
5062500
1305306
…
10
5500
3150
2250
1075.5
2419875
1156700
合计
32500
20736
9618500
20625000
4660979
平均
3250
2073.6
2.某一回归结果,见表2。
表2回归结果
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
12/25/09Time:
21:
28
Sample:
118
Includedobservations:
18
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-16.85382
35.27021
0.6396
X2
108.0615
7.454947
0.0000
X3
0.397239
0.135333
0.0102
R-squared
0.974235
Meandependentvar
760.1500
AdjustedR-squared
0.970800
S.D.dependentvar
266.9122
S.E.ofregression
45.60998
Akaikeinfocriterion
10.62914
Sumsquaredresid
31204.05
Schwarzcriterion
10.77754
Loglikelihood
-92.66228
F-statistic
283.5958
Durbin-Watsonstat
2.097983
Prob(F-statistic)
0.000000
(1)根据表中数据,计算参数的t统计量。
(2)根据表中数据,写出规范格式。
(3)根据表中数据,若已知=0.05对回归模型进行拟合优度检验,回归方程显著性检验和回归参数显著性检验。
3.多元回归模型
,其中
应用逐步回归法检测多重共线性(
,1994年—2003年数据),数据见表3。
模型在X3X4X5基础上,引入X2和X6,三元回归方程
。
进行多重共线性检验并确定引入新变量。
表3加入新变量的回归结果
X4
X5
X6
X3X4X5,X2
0.0075
(4.3690)
3.9232
(3.0719)
3.1938
(2.8478)
11.6802
(2.8900)
0.9896
X3X4X5,X6
5.7038
(4.1809)
3.2915
(3.4688)
15.9697
(5.2694)
-481.0191
(-1.5377)
0.9854
4.研究地方预算财政收入Y与国内生产总值X之间的关系(单位:
亿元)。
已知:
(1)建立地方预算财政收入Y与国内生产总值X的回归模型,计算
。
(2)若已知
,计算可决系数R2,说明模型与样本数据的拟合情况。
(3)对若国内生产总值为2500亿元,确定财政收入的预测值和Y平均值预测区间(
)。
5.研究税收收入(Y)和GDP(X2)、财政支出(X3)和商品零售价格指数(X4)之间的关系。
模型估计的结果(单位:
亿元,%):
(940.6128)(0.0056)(0.0332)(8.7383)
t=()()()()
R2=0.9974F=271.238df=21
⑴计算各参数的t统计量,填入括号中。
⑵若已知α=0.05,对回归模型进行拟合优度检验,回归方程显著性检验和回归参数显著性检验。
⑶说明各回归参数的经济意义。
6.应用逐步回归法检测多元回归模型的多重共线性(
,1994年-2003年数据)。
模型在X3X5基础上引入新变量,数据见表1,二元回归方程
,进行多重共线性检验,确定引入新变量。
表1引入新变量的回归结果
X3X5,X2
0.0091
(0.4229)
6.3553
(4.5277)
8.5739
(1.2176)
0.9681
X3X5,X4
4.2196
(3.9502)
3.29160
(3.0633)
13.6279
(5.6945)
0.9872
X3X5,X6
8.098
(4.0852)
12.9241
(2.6445)
-424.9056
(-0.8073)
0.9703