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正文內(nèi)容

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末復(fù)習(xí)資料(編輯修改稿)

2025-05-14 12:09 本頁(yè)面
 

【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 B2的含義,并給出其95%的置信區(qū)間。解:1.(,)2.B1的顯著性檢驗(yàn):t=ta/2(9)=,所以B1是顯著的。P231。231。163。 2163。247。247。=四、若在模型:Yt=B1+B2Xt+ut中存在下列形式的異方差:var(ut)=s Xt,你如何B2的顯著性檢驗(yàn):t=ta/2(9)=,所以B2是顯著的。3.B2表示每磅咖啡的平均零售價(jià)格每上升1美元,每人每天的咖啡消費(fèi)量減少杯。P(163。t163。)=230。 bB2 246。232。 se(b2) 248。P(b2(b2)163。B2163。b2+(b2))=B2的95%的置信區(qū)間為:[,+][,]2 3估計(jì)參數(shù)B1,B2(10分)解:對(duì)于模型存在下列形式的異方差:var(ut)=s Xt,我們可以在(1)式左右兩端同時(shí)除以得Yt=B1+B2Xt+ut23(1)Xt3,可YtX3t=B11X3t+B2XtX3t+utXt3=B11X3t+B2XtXt3+vt(2)其中vt=代表誤差修正項(xiàng),可以證明utXt3XtXtvar(vt)=var(utX3t)=13var(ut)=13s2Xt3=s2即vt滿足同方差的假定,對(duì)(2)式使用OLS,即可得到相應(yīng)的估計(jì)量。五、考慮下面的模型:Yt=B0+B1Xt+B2D2t+B3D3t+B4D4t+ut其中,Y表示大學(xué)教師的年薪收入,X表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別(男、女)、學(xué)歷(本科、碩士、博士)的影響。按照下面的方式引入虛擬變量:(15分)D2=237。D3=237。D4=237。236。1,男教師238。0,女教師236。1,碩士238。0,其他236。1,博士238。0,其他1.基準(zhǔn)類是什么?2.解釋各系數(shù)所代表的含義,并預(yù)期各系數(shù)的符號(hào)。3.若B4B3,你得出什么結(jié)論?解:1.基準(zhǔn)類為本科女教師。2.B1表示工齡對(duì)年薪的影響,即工齡每增加1單位,平均而言,年薪將增加B1個(gè)單位。預(yù)期符號(hào)為正,因?yàn)殡S著年齡的增加,工資應(yīng)該增加。B2體現(xiàn)了性別差異。B3和B4體現(xiàn)了學(xué)歷差異,預(yù)期符號(hào)為正。3.B4B3說明,博士教師的年薪高于碩士教師的年薪。六、什么是自相關(guān)?杜賓—瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件和步驟是什么?(15分)解:自相關(guān),在時(shí)間(如時(shí)間序列數(shù)據(jù))或者空間(如在截面數(shù)據(jù)中)上按順序排列的序列的各成員之間存在著相關(guān)關(guān)系。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)之間存在相關(guān)關(guān)系。用符號(hào)表示:cov(ui,uj)=E(uiuj)185。0杜賓—瓦爾森檢驗(yàn)的前提條件為:(1)回歸模型包括截距項(xiàng)。(2)變量X是非隨機(jī)變量。(3)擾動(dòng)項(xiàng)ut的產(chǎn)生機(jī)制是i185。jut=rut1+vt(1163。r163。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AR(1)。(4)在回歸方程的解釋變量中,不包括把因變量的滯后變量。即檢驗(yàn)對(duì)于自回歸模型是不使用的。杜賓—瓦爾森檢驗(yàn)的步驟為:(1)進(jìn)行OLS的回歸并獲得et。(2)計(jì)算d值。(3)給定樣本容量n和解釋變量k的個(gè)數(shù),從臨界值表中查得dL和dU。(4)根據(jù)相應(yīng)的規(guī)則進(jìn)行判斷。237。236。 =t1 12 t2 t3 tt七、考慮下面的聯(lián)立方程模型:238。QtQA=+BA+PB+PA+Xu2+u1t其中,P,Q是內(nèi)生變量,X是外生變量,u是隨機(jī)誤差項(xiàng)(15分)求簡(jiǎn)化形式回歸方程?判定哪個(gè)方程是可識(shí)別的(恰好或過度)?對(duì)可識(shí)別方程,你將用哪種方法進(jìn)行估計(jì),并簡(jiǎn)述基本過程?解1.tP=P1+P2Xt+v1t其中:,v1t= 2tP1=B1A1A2B2,P2=A3A2B2uu1tA2B2(1)Qt=P3+P4Xt+v2t其中:,v1t= 2 2tP3=A2B1A1B2A2B2,P4=A3B2A2B2AuB2u1tA2B2(2)2.根據(jù)階判斷條件,m=2,對(duì)于第一個(gè)方程,k=0,km1,所以第一個(gè)方程不可識(shí)別。對(duì)于第二個(gè)方程,k=1,k=m1,所以第二個(gè)方程恰好識(shí)別。6.任何兩個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的R都是可以比較的。(F)3.對(duì)于恰好識(shí)別的方程,可以采用二階段最小二乘法,也可以使用間接最小二乘法。下面將簡(jiǎn)單介紹間接最小二乘法的基本過程:步驟1:從結(jié)構(gòu)方程導(dǎo)出簡(jiǎn)化方程;步驟2:對(duì)簡(jiǎn)化方程的每個(gè)方程用OLS方法回歸;步驟3:利用簡(jiǎn)化方程系數(shù)的估計(jì)值求結(jié)構(gòu)方程系數(shù)的估計(jì)值。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題三答案一、判斷正誤(20分)1.回歸分析用來處理一個(gè)因變量與另一個(gè)或多個(gè)自變量之間的因果關(guān)系。(F)2.擬合優(yōu)度R2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)。(T)3.線性回歸是指解釋變量和被解釋變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系。(F)4.引入虛擬變量后,用普通最小二乘法得到的估計(jì)量仍是無偏的。(T)5.多重共線性是總體的特征。(F)27.異方差會(huì)使OLS估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差高估,而自相關(guān)會(huì)使其低估。(F)8.杜賓—瓦爾森檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)出任何形式的自相關(guān)。(F)9.異方差問題總是存在于橫截面數(shù)據(jù)中,而自相關(guān)則總是存在于時(shí)間序列數(shù)據(jù)中。(F)10.內(nèi)生變量的滯后值仍然是內(nèi)生變量。(F)二、選擇題(20分)1.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(D)A.原始數(shù)據(jù) B.Pool數(shù)據(jù) C.時(shí)間序列數(shù)據(jù)D.截面數(shù)據(jù)2.下列模型中屬于非線性回歸模型的是(C )A.Y=b0+b1lnX+uB.Y=b0+b1X+b2Z+uC.Y=b0+Xb1+uD.Y=b0+b1/X+u3.半對(duì)數(shù)模型Y=b0+b1lnX+u中,參數(shù)b1的含義是(C)6.根據(jù)樣本資料估計(jì)人均消費(fèi)支出Y對(duì)人均收入X的回歸模型為lnYi=+lnXi,A.X的絕對(duì)量變化,引起Y的絕對(duì)量變化B.Y關(guān)于X的邊際變化C.X的相對(duì)變化,引起Y的期望值絕對(duì)量變化D.Y關(guān)于X的彈性4.模型中其數(shù)值由模型本身決定的變量是(B )A、外生變量 B、內(nèi)生變量C、前定變量 D、滯后變量5.在模型Yt=b1+b2X2t+b3X3t+ut的回歸分析結(jié)果報(bào)告中,F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的p值=,則表明( C )A.解釋變量X2t對(duì)Yt的影響是顯著的B.解釋變量X3t對(duì)Yt的影響是顯著的C.解釋變量X2t和X3t對(duì)Yt的聯(lián)合影響是顯著的D.解釋變量X2t和X3t對(duì)Yt的聯(lián)合影響不顯著?這表明人均收入每增加1%,人均消費(fèi)支出將增加( B)A.% B.% C.2% D.%7.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.無偏的,非有效的 B.有偏的,非有效的C.無偏的,有效的 D.有偏的,有效的8.在回歸模型滿足DW檢驗(yàn)的前提條件下,當(dāng)d統(tǒng)計(jì)量等于2時(shí),表明(C )A.存在完全的正自相關(guān) B.存在完全的負(fù)自相關(guān)C.不存在自相關(guān) D.不能判定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————————9.將一年四個(gè)季度對(duì)被解釋變量的影響引入到包含截距項(xiàng)的回歸模型當(dāng)中,則需要引入虛擬變量的個(gè)數(shù)為(C )A.5 B.4 C.3 D.210.在聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型中,對(duì)模型中的每一個(gè)隨機(jī)方程單獨(dú)使用普通最小二乘法得到的估計(jì)參數(shù)是(B )A.有偏但一致的 B.有偏且不一致的 C.無偏且一致的 D.無偏但不一致的三、下表給出了三變量模型的回歸的結(jié)果:(10分)2.求R與R注:保留3位小數(shù),可以使用計(jì)算器。在5%的顯著性水平下,本題的Fa=1.完成上表中空白處內(nèi)容。2 23.利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)X2和X3對(duì)Y的聯(lián)合影響,寫出簡(jiǎn)要步驟。答案:1.見題2.R2=ESSTSS==R2=1(1R2)n1nk=1(1)1917=3.可以利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)X2和X3對(duì)Y的聯(lián)合影響。F=ESS/2RSS/17==(或F=R2/(k1)(1R2)/(nk))因?yàn)镕Fa=,X2和X3對(duì)Y的聯(lián)合影響是顯著的。四、考慮下面的模型:Yt=B0+B1Xt+B2D2t+B3D3t+B4D4t+ut其中,Y表示大學(xué)教師的年薪收入,X表示工齡。為了研究大學(xué)教師的年薪是否受到性別、學(xué)歷的影響。按照下面的方式引入虛擬變量:(10分)D2=237。D3=237。D4=237。236。1,中中中238。0中中中中236。1,中中238。0中中中236。1,中中238。0中中中1.基準(zhǔn)類是什么?2.解釋各系數(shù)所代表的含義,并預(yù)期各系數(shù)的符號(hào)。3.若B4B3,你得出什么結(jié)論?答案:1.基準(zhǔn)類是本科學(xué)歷的女教師。2.B0表示剛參加工作的本科學(xué)歷女教師的收入,所以B0的符號(hào)為正。五、若在模型:Yt=B1+B2Xt+ut中存在下列形式的異方差:Var(ut)=s Xt,你如何B1表示在其他條件不變時(shí),工齡變化一個(gè)單位所引起的收入的變化,所以B1的符號(hào)為正。B2表示男教師與女教師的工資差異,所以B2的符號(hào)為正。B3表示碩士學(xué)歷與本科學(xué)歷對(duì)工資收入的影響,所以B3的符號(hào)為正。B4表示博士學(xué)歷與本科學(xué)歷對(duì)工資收入的影響,所以B4的符號(hào)為正。3.若B4B3,說明博士學(xué)歷的大學(xué)教師比碩士學(xué)歷的大學(xué)教師收入要高。2 3估計(jì)參數(shù)B1,B2(10分)答案:使用加權(quán)最小二乘法估計(jì)模型中的參數(shù)B1,B2在模型Yt=B1+B2Xt+ut的兩邊同時(shí)除以tX3,我們有:YtXt3=B11Xt3+B21Xt+utXt3令Yt*=YtXt3,vt=utXt3則上面的模型可以表示為:Yt*=B11Xt3+B21Xt+vt(1)
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