1、计量经济学总复习题库一、单项选择题1计量经济学成为一门独立学科的标志是（B） 。A1930 年世界计量经济学会成立 B1933 年计量经济学 会刊出版C1969 年诺贝尔经济学奖设立 D1926 年计量经济学（ Economics）一词构造出来2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（ B ） 。A内生变量 B外生变量 C滞后变量 D前定变量3下面属于横截面数据的是（ D ） 。A19912003 年各年某地区 20 个乡镇企业的平均工业产值B1991 2003 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
2、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4经济计量分析工作的基本步骤是（ A ） 。A设定理论模型收集样本资料估计模型参数 检验模型B设定模型估计参数检验模型应用模型C个体设计总体估计估计模型应用模型D确定模型导向确定变量及方程式估计模型 应用模型5将内生变量的前期值作解释变量，这样的变量称为（ D ） 。A虚拟变量 B控制变量 C政策变量 D滞后变量6同一统计指标按时间顺序记录的数据列称为（ B ） 。A横截面数据 B时间序列数据 C修匀数据 D原始数据7进行相关分析时的两个变量（ A ） 。A都是随机变量 B都不是随机变量 C一个是随机变量，一个不是随机变量
3、D随机的或非随机都可以8表示 x 和 y 之间真实线性关系的是（ C ） 。A B 01ttYX01()ttEYXC Dttutt9参数 的估计量 具备有效性是指（ B ） 。A B var()=0var()为 最 小C D 为 最 小10对于 ，以 表示估计标准误差， 表示回归值，则（ B ） 。01iiYXeYA Bii 时 ， （ ） 2ii0 时 ， （ ） 0C Dii 时 ， （ ） 为 最 小 ii 时 ， （ ） 为 最 小11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（ Y3561.XD ） 。 A产量每增加一台，单位产品成本增加 356 元 B产量
4、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12在总体回归直线 中， 表示（ B ） 。01EYX（ ） 1A当 X 增加一个单位时，Y 增加 个单位 B当 X 增加一个单位时，Y 平均增加 个单位1C当 Y 增加一个单位时，X 增加 个单位 D当 Y 增加一个单位时，X 平均增加 个单位113以 Y 表示实际观测值， 表示回归估计值，则普通最小二乘法估计参数的准则是使（ YD ） 。A B ii0（ ） 2ii0（ ） C Dii（ ） 最 小 iiY（ ） 最 小14用 OLS 估计经典线性模
5、型 ，则样本回归直线通过点 _D_。i01iiYXu A B C DXY（ ， ） （ ， ） X（ ， ） XY（ ， ）15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i01ii 1显著性作 t 检验，则 显著地不等于零的条件是其统计量 t 大于（ D ） 。1At0.05(30) Bt0.025(30) Ct0.05(28) Dt0.025(28)16判定系数 R2 的取值范围是（ C ） 。AR2-1 BR2 1 C0R2 1 D1R2117根据决定系数 R2 与 F 统计量的关系可知，当 R21 时，有（ D ） 。AF1 BF -1 CF0 DF18
6、回归模型 中，关于检验 所用的统计量 ，下列说法正iii uXY1010：H)(1Var确的是（ D ） 。A服从 B服从 C服从 D服从）（ 2n）（ 1nt ）（ 2n）（ 2nt19在二元线性回归模型 中， 表示（ A ） 。iiii uXY201A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 的平均变动。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。20按经典假设，线性回归模型中的解释变量应是非随机变量，且（ A ） 。A与随机误差项不相关 B与残差项不相关 C与被
7、解释变量不相关 D与回归值不相关21下面说法正确的是（ D ） 。 A.内生变量是非随机变量 B.前定变量是随机变量 C.外生变量是随机变量 D.外生变量是非随机变量 22回归分析中定义的（ B ） 。A.解释变量和被解释变量都是随机变量 B.解释变量为非随机变量，被解释变量为随机变量 C.解释变量和被解释变量都为非随机变量 D.解释变量为随机变量，被解释变量为非随机变量 23.用一组有 30 个观测值的样本估计模型 012tttybxu后，在 0.05 的显著性水平上对1b的显著性作 t检验，则 1b显著地不等于零的条件是其统计量 大于等于（ C ）A. )30(5.t B. )28(05.
8、 C. )27(05.t D. )8,(025.F24在多元线性回归模型中，若某个解释变量对其余解释变量的判定系数接近于，则表明模型中存在（ C ）A.异方差性 B.序列相关 C.多重共线性 D.高拟合优度25.线性回归模型 中，检验 时，所用012.tttktybxbxu0:(,12.)tHbik的统计量 服从( C )A.t(n-k+1) B.t(n-k-2) C.t(n-k-1) D.t(n-k+2)26. 调整的判定系数 与多重判定系数 之间有如下关系( D ) A. B. 221nRk221nRRkC. D. 22()R22()27在多元线性回归模型中对样本容量的基本要求是(k 为解
9、释变量个数)：（ C ）A nk+1 B n2.1098，故拒绝原假设 H0： ，即认为参数 是显著的。0（2）由于 ，故 。()tsb.81().437st（3）回归模型 R2=0.81，表明拟合优度较高，解释变量对被解释变量的解释能力为 81%，即收入对消费的解释能力为 81，回归直线拟合观测点较为理想。3已知估计回归模型得且 ， ，i iY=81.7230.6541X2X43.1（ ） 2Y6813.（ ） 求判定系数和相关系数。答：判定系数： = =0.8688221()bRY23.6541.8相关系数： 20.86.9r4某计量经济学家曾用 19211941 年与 19451950
10、年（19421944 年战争期间略去）美国国内消费和工资收入、非工资非农业收入、农业收入的时间序列资料，利用普通最小二乘法估计得出了以下回归方程： )09.1()6.0()17.0()92.8( 2453 APWY35FR式下括号中的数字为相应参数估计量的标准误。试对该模型进行评析，指出其中存在的问题。解答：该消费模型的判定系数 ，统计量的值 ，均很高，表明模型的整体95.02R37.10F拟合程度很高。计算各回归系数估计量的 t 统计量值得： ，9.2.813.0t 10.67.59.1t， 。除 外，其余 T 值均很小。工资收入的系数69.0.452.02t 9.12.3tt 检验值虽然显
11、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。另外，尽管从理论上讲，非工资非农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，不同收入部分之间的相互关系掩盖了各个部分对解释消费行为的单独影响。5.设消费函数为 ，其中 为消费支出， 为个人可支配收入， 为随机误01iiiybxuiyixiu差项，并且 （其中 为常数） 。试回答以下问题：2(),()i iiEuVar2（1）选用适当
12、的变换修正异方差，要求写出变换过程；（2）写出修正异方差后的参数估计量的表达式。解：（一）原模型： （1）等号两边同除以 ，01iiiybxuix新模型： （2） i iiiix令*1,i iiiiiyuvx则：（2）变为 *10iiib此时 新模型不存在异方差性。22()()()ii iiuVarvrxx（二）对 进行普通最小二乘估计*10iiiybv其中 0*2*210()iiiiiiinxybxyb*1,iiiiyx6.检验下列模型是否存在异方差性，列出检验步骤，给出结论。 0123t ttttyxxu样本共 40 个，本题假设去掉 c=12 个样本，假设异方差由 引起，数值小的一组残差
13、平方和1ix为 ，数值大的一组平方和为 。1.467RSE20.367RSE0.5(1,)2.98F解：（1） 01:; :;t tHuHu为 同 方 差 性 为 异 方 差 性（2）1229367FS（3） 0.5(,).98（4） ，接受原假设，认为随机误差项为同方差性。.17.根据我国 19852001 年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出资料，按照凯恩斯绝对收入假说建立的消费函数计量经济模型为： yc72.0,3)875.()09.12(； ； ；.2R.5.ES205.1DW61Fyet 874)23.0()10.(； ； ；6458.R354.ES91.D0461.2F其中：y
14、 是居民人均可支配收入，c 是居民人均消费性支出要求：（1）解释模型中 137.422 和 0.772 的意义；（2）简述什么是模型的异方差性；（3）检验该模型是否存在异方差性；解答：（1）0.722 是指，当城镇居民人均可支配收入每变动一个单位，人均消费性支出资料平均变动 0.722 个单位，也即指边际消费倾向；137.422 指即使没有收入也会发生的消费支出，也就是自发性消费支出。(2) 在线性回归模型中，如果随机误差项的方差不是常数，即对不同的解释变量观测值彼此不同，则称随机项 iu具有异方差性。(3) 存在异方差性，因为辅助回归方程 ， ，整体显著；并且回归系634508.2R4061
15、.2F数显著性地不为 0。戈里瑟检验就是这样的检验过程。8.一个由容量为 209 的样本估计的解释 CEO 薪水的方程为： 32121 8.0.58.0.ln257.94ln DDXY (15.3) (8.03) (2.75) (1.775) (2.13) (-2.895)其中,Y 表示年薪水平(单位:万元), 表示年收入( 单位: 万元), 表示公司股票收益(单位: 万元); 1 2X均为虚拟变量,分别表示金融业、消费品工业和公用业。假设对比产业为交通运输321D，业。（1）解释三个虚拟变量参数的经济含义。（2）保持 和 不变，计算公用事业和交通运输业之间估计薪水的近似百分比差异。这个差1X
16、2异在 1%的显著性水平上是统计显著吗？（3）消费品工业和金融业之间估计薪水的近似百分比差异是多少？解答：（1） 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 CEO 要比交1D通运输业的 CEO 多获 15.8 个百分点的薪水。其他两个可类似解释。（2）公用事业和交通运输业之间估计薪水的近似百分比差异就是以百分数解释的 参数，即3D为 28.3%.由于参数的 t 统计值为-2.895,它大于 1%的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。 ）(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
17、.1%,因此他们之间的差异为 18.1%-15.8%=2.3%。9已知结构式模型为式 1： 式 2：0121YXu 012YXu其中， 和 是内生变量， 和 是外生变量。2（1）分析每一个结构方程的识别状况； （2）如果 0，各方程的识别状况会有什么变2化？解答：方程 1：利用秩条件，得被斥变量的参数矩阵（-2） ，其秩为 1，与方程个数减 1 相等，故可知方程 1 可识别；再利用阶条件，方程 2 排除的变量个数正好与剩下的方程个数相等，可知方程 1 恰好识别。方程 2：利用秩条件，得被斥变量的参数矩阵（-2） ，其秩为 1，与方程个数减 1 相等，故可知方程 2 可识别；再利用阶条件，方程
18、2 排除的变量个数正好与剩下的方程个数相等，可知方程 1 恰好识别。（2）方程 1 仍是恰好识别的，但方程 2 包括了模型中所有变量，故是不可识别的。设有联立方程模型：消费函数： 投资函数： 恒等式：01tttCaY0121ttttIbYutttYIG其中， 为消费， 为投资， 为收入， 为政府支出， 和 为随机误差项，请回答：IG1u2（1）指出模型中的内生变量、外生变量和前定变量 （2）用阶条件和秩条件识别该联立方程模型（3）分别提出可识别的结构式方程的恰当的估计方法解答：（1）内生变量为 ， ， （2 分）;外生变量为 ；前定变量为 和tItYtCt tG1tY（2）识别方程 1：被斥变量的参数矩阵:1 b 2 0-1 0 1秩为 2，方程个数减 1 为 2，故方程可识别（2） ；再根据阶段条件，可得方程 1 恰好识别（2） 。识别方程 2：被斥变量的参数矩阵为0 -10 1秩为 1，小于方程个数减 1，故方程 2 不可识别。方程 3 是恒等式，不存在识别问题；因此，整个模型不可识别
