計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題答案-免費(fèi)閱讀
【正文】 =.212)=B2se(b2進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。()t=()stat Prob(Fstatistic) （1）根據(jù)以上結(jié)果，寫出回歸分析結(jié)果報(bào)告。ofobservations:Variable:（2k=0,320QA=+BA+PB+PA+Xu2+237。=12Var(ut*=utXt（1）令Yt*將原模型左右兩邊同時(shí)除以分）答：書中第解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。分）答：書中第二頁，經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)方法論中的八個(gè)步驟。t（錯(cuò)）一個(gè)聯(lián)立方程模型中的外生變量在另一個(gè)聯(lián)立方程模型中可能是內(nèi)生變量。（錯(cuò)）（對(duì)）=是隨機(jī)誤差項(xiàng)（15PA2和X=2tYt1YtrXr++X=1t形式的自相關(guān)問題，我們使用廣義差分變換，使得變換后的模型不存在自相關(guān)問題。++=用符號(hào)表示：Cov(uiutB2B2=Var(utB21Xt3我們有：YtX+分）答案：使用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型中的參數(shù)B4+五、若在模型：B3的符號(hào)為正。B4他他238。1237。分）D2D4t+四、考慮下面的模型：X)1)(1/和)n2的聯(lián)合影響，寫出簡要步驟。統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)分）方差來源 平方和 自由度（） 平方和的均值（MSS）來自回歸(ESS)2來自殘差(RSS)17總離差(TSS)19————————2.3 D.不存在自相關(guān) D.d如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計(jì)量是（ A ）A.Y2t和X則表明（ C ）A.3tb模型中其數(shù)值由模型本身決定的變量是（XXXu3.YuC.+b1截面數(shù)據(jù)2.在同一時(shí)間不同統(tǒng)計(jì)單位的相同統(tǒng)計(jì)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)組合，是（（（）5.）3.（1：從結(jié)構(gòu)方程導(dǎo)出簡化方程；步驟m1，所以第一個(gè)方程不可識(shí)別。A1B2A2XP2PQt2 t(4)根據(jù)相應(yīng)的規(guī)則進(jìn)行判斷。(3)給定樣本容量即檢驗(yàn)對(duì)于自回歸模型是不使用的。rjut（2）變量)B2基準(zhǔn)類為本科女教師。解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號(hào)。01237。utD2t===tXB11XX=s XtP(b2==3./是顯著的。ta解：1.a，b。=2/年美國數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。yiXi i2i其中yb2++XX0=182。b1182。229。b2T在存在異方差情況下，常用的m（（ 判定系數(shù)及自由度，若計(jì)算得到的隨機(jī)誤差項(xiàng))B1+X=因此回歸方程滯后一期后，兩邊同時(shí)乘以分）答：利用廣義最小二乘法。的不變彈性為表示國債發(fā)行量。=resid SchwarzRsquared .06/04/05 Time:首先求替代變量（工具變量），再把這個(gè)工具變量作為自變量進(jìn)行回歸。方程（2）：k=2=m1，恰好識(shí)別。外生變量為滯后一期的貨幣供給（投資uCYtC+P回歸，并獲得殘差。r擾動(dòng)項(xiàng)的產(chǎn)生機(jī)制：檢驗(yàn)的適用條件及其檢驗(yàn)步驟？（10對(duì)于樣本內(nèi)觀測值得微小變化極敏感。對(duì)于完全多重共線性，后果是無法估計(jì)。iBX(u2（2）B2YiX未知2（1）誤差與（10和求出空白處的數(shù)值，填在括號(hào)內(nèi)。(年(D4ttB4D4t如果設(shè)定模型為Yt+236。=分）答：1）經(jīng)濟(jì)理論或假說的陳述2)（F）8．當(dāng)存在自相關(guān)時(shí)，OLS（F）3．在存在異方差情況下，常用的 （）9．在異方差的情況下，RR分）1．）22二．YD4tB2D2tt+B6t差異表現(xiàn)為截距和斜率的雙重變化，因此也稱為乘法模型。（5)分）答：根據(jù)試述異方差的后果及其補(bǔ)救措施。分布和Fisi可見，此時(shí)模型同方差，從而可以利用i2= 1重新設(shè)定模型：五．多重共線性的后果及修正措施。實(shí)際后果：聯(lián)合檢驗(yàn)顯著，但個(gè)別系數(shù)不顯著。六．Xvt1因變量的滯后值不能作為解釋變量出現(xiàn)在回歸方程中。4）根據(jù)下列規(guī)則進(jìn)行判斷：零假設(shè) 決策 條件無正的自相關(guān)拒絕0dU無負(fù)的自相關(guān)拒絕4dUd=C+C+YIt對(duì)模型進(jìn)行識(shí)別。分）答：對(duì)于恰好識(shí)別方程，采用間接最小二乘法。LOG(GDP)Method:19Variable Coefficient Std.infon其中，Log（GDP）=GDP因?yàn)橐虼寺淙胝淖韵嚓P(guān)區(qū)域。r 利用t1)方程tlog(GDP++vt利用最小二乘估計(jì)，得到系數(shù)。（TSST）9.B2=Q229。t=2229。tb1=Yii2i i 1 i 2 i解得：(5)229。Y表示變量與其均值的離差。（15=B2=所以美元，每人每天的咖啡消費(fèi)量減少P231。247。163。232。B2++)分）解：對(duì)于模型存在下列形式的異方差：B1t3t3=tX2OLS，即可得到相應(yīng)的估計(jì)量。tB4按照下面的方式引入虛擬變量：（15=10B3B1體現(xiàn)了學(xué)歷差異，預(yù)期符號(hào)為正。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中指回歸模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間存在cov(ui的產(chǎn)生機(jī)制是ivt(1表示自相關(guān)系數(shù)）上述這個(gè)描述機(jī)制我們稱為一階自回歸模型，通常記為(2)計(jì)算dLtu=v1tA3A2P3= 2 2tP3=計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案一、判斷正誤（20的值越大，說明樣本回歸模型對(duì)總體回歸模型的代表性越強(qiáng)。引入虛擬變量后，用普通最小二乘法得到的估計(jì)量仍是無
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