計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試題與答案-wenkub.com
2025-06-15 19:04 本頁面
【正文】 ⑹104953OLS國內(nèi)生產(chǎn)總值按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，樣本數(shù)據(jù)不具有可比性。影響石油消費(fèi)的因素，除了模型函數(shù)關(guān)系錯(cuò)誤。萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。年石油消費(fèi)預(yù)測(cè)值分別為2020GDPt1990,1991,L采用GDPba1990,1991,L=+a分）指出下列論文中的主要錯(cuò)誤之處：在一篇關(guān)于中國石油消費(fèi)預(yù)測(cè)研究的論文中，作者選擇石油年消費(fèi)量（OIL，單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）為被解釋變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，單位：億元）為解釋變量，1990—2006kiX22b0ML，在被解釋變量受到限制時(shí)，抽取同一個(gè)樣本的概率發(fā)生了變化，因而似然函數(shù)發(fā)生了變化，估計(jì)結(jié)果也發(fā)生變化。MLaμ++E((X162。E((X162。2 2⑸?k21))s(nX162。(trIX162。2tr(IX162。(Ie)μ為對(duì)稱等冪矩陣，所以有Mμ因?yàn)?)μ=X)1μ)=X)1+Y0ML+=233。 X1X 1的一元回歸模型得到相同的與全體解釋變量完全獨(dú)立時(shí)，可以用的直接影響。X)⑵X2N2X22++~2答案：⑴m22為只有MLak,b1,OLSk1XkW?)162。))(YW1Y估計(jì)得到b =x2ib2Y2m2μY=Nki++bb1=⒈（21分）1）寫出原回歸模型？（2likelihood Fstatistic DurbinWatsoncriterion Sumvar 13040908.dependent18IncludedSquaresDate:Equation:Dependent分面是一個(gè)回歸模型的檢驗(yàn)結(jié)果。+Sta居民的收入分）舉個(gè)例子：建立居民消費(fèi)（4首先，這是因?yàn)槲覀冊(cè)谠O(shè)定模型時(shí)，對(duì)所研究的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的規(guī)律性可能認(rèn)識(shí)并不充分，所依據(jù)的得經(jīng)濟(jì)理論對(duì)研究對(duì)象也許還不能做出正確的解釋和說明。234。234。+1)180。234。234。=234。n180。m 234。M249。Mx11234。=1234。其中(7=xki......b+yi +2+yik++b+b k+b 2Xi當(dāng)模型滿足基本假設(shè)時(shí)，寫出普通最小二乘法參數(shù)估計(jì)量的矩陣表達(dá)式，并寫出每個(gè)矩陣的具體內(nèi)。)i=1,2,….n（1）分別寫出該問題的總體回歸函數(shù)、總體回歸模型、樣本回歸函數(shù)和樣本回歸模型。~k++b（6）如前所述，第一個(gè)方程式不可識(shí)別的，第二個(gè)方程是恰好識(shí)別的，所以可以用以上三種方法來估計(jì)第二個(gè)方程。和例如，將兩個(gè)方程相加并整理，得到：個(gè)結(jié)構(gòu)方程為恰好識(shí)別的結(jié)構(gòu)方程。2個(gè)方程，有所以，第1（2）簡(jiǎn)化式模型為結(jié)構(gòu)式參數(shù)與簡(jiǎn)化式參數(shù)之間的關(guān)系體系為（3）用結(jié)構(gòu)式條件確定模型的識(shí)別狀態(tài)；結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣為：模型系統(tǒng)中內(nèi)生變量的數(shù)目為個(gè)方程的中國宏觀經(jīng)濟(jì)模型，并完成模型的識(shí)別和估計(jì)（可以采取本章中第五節(jié)的例子，將樣本觀測(cè)值擴(kuò)大到2為價(jià)格總指數(shù)。+0++a]2[y3x3a 3]參數(shù)估
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