【正文】 185。j,i)u21所謂自相關(guān)是指＿＿＿＿(ui=2(ui)檢驗方法主要用于檢驗＿＿＿＿A．異方差性 C．隨機解釋變量 1Glejser檢驗綜合法檢驗＿＿＿＿A．多重共線性 C．異方差性 在自相關(guān)情況下，常用的估計方法＿＿＿＿A．普通最小二乘法 C．工具變量法 在不完全多重共線性不嚴重的情況下（其它條件不變），則仍可用模型進行＿＿＿＿A．經(jīng)濟預(yù)測 C．結(jié)構(gòu)分析 1White檢驗與j如果回歸模型違背了無自相關(guān)假定，最小二乘估計量＿＿＿＿A．無偏的，非有效的 ，非有效的C．無偏的，有效的 ，有效的如果回歸模型中解釋變量之間存在完全的多重共線性，則最小二乘估計量＿＿＿＿A．不確定，方差無限大 ，方差無限大C．不確定，方差最小 ，方差最小用185。0,185。j,i=j,i)xj(xi185。0,185。j,方法用于檢驗＿＿＿＿A．異方差性 C．隨機解釋變量 DW第四五六章 習(xí)(18)stat Prob(Fstatistic) （其中：X—國民生產(chǎn)總值；Y—財政收入）（1）補齊表中的數(shù)據(jù)（保留四位小數(shù)），并寫出回歸分析報告；（2）解釋模型中回歸系數(shù)估計值的經(jīng)濟含義；（3）檢驗?zāi)Ｐ偷娘@著性。likelihood resid Schwartzcriterion Sumregression ________ Akaikevar .Rsquared .dependent20Variable Coefficient Std.1978 1997Included11/12/02 Time:isDependent根據(jù)有關(guān)資料完成下列問題：LS Fstatistic DurbinWatsoncriterion Logsquaredinfoofdependentvar AdjustedRsquared ________ Mean2X10Variable Coefficient Std.1 10Included18/4/02 Time:isDependentmi回歸分析結(jié)果為：LS2ib21ib1b0）設(shè)定模型如下：YiX算對錯31~33:AADDDDBAAC21~25:DCDBC 11~15:在實際中，一元回歸沒什么用，因為因變量的行為不可能僅由一個解釋變量來解釋。（）(4)線性回歸模型意味著因變量是自變量的線性函數(shù)。（）(2)是一回事。與殘差項隨機誤差項YX01g163。1YX越接近gYX越接近gg2判定系數(shù)對總體回歸模型的顯著性檢驗沒有必要C.度自RSS中分回線一間存在多重共線性2222230X2 D、不能說明3對X3和X3和X明（ ）。則RX2X3系相算經(jīng)中模回二28反映了樣本回歸線對樣本觀測值擬合優(yōu)劣程度的一種描述；D、可決系數(shù)R[0中1]206。的定義為被回歸方程已經(jīng)解釋的變差與總變差之比；B、R(0,0)2關(guān)于可決系數(shù)(0,YX)B、X點? ?( )A、通必X=b 1線歸本的得用OLS 估、i)miCov(i)XiCov(i=j,Cov(mj185。0,185。j,Cov(m非線性特性C．最小方差特性 D.方法估計線性回歸模型參數(shù)，則參數(shù)估計量具有（ ）的統(tǒng)計性質(zhì)。的自由度是（ ）A．n B．1C．n2 D．n12在古典假設(shè)成立的條件下用虛擬變量數(shù)據(jù)2一元線性回歸分析中的A．時間序列數(shù)據(jù) B.的正說量釋被量釋關(guān)列析歸在的邊際變化2計量經(jīng)濟模型中的內(nèi)生變量（ ）A．可以分為政策變量和非政策變量B．和外生變量沒有區(qū)別C．其數(shù)值由模型所決定，是模型求解的結(jié)果D．是可以加以控制的獨立變量22關(guān)于RSS2與R2D．=RRR的關(guān)系為（　　?。?A．R=RSSESS1在多元回歸中，調(diào)整后的判定系數(shù))C.F1)RSS/(k1)B.F1)RSS/(k統(tǒng)計量為( )A.F檢驗)時構(gòu)造的則對總體回歸模型進行顯著性檢驗(nk D )22A、 B、的方差估計量則隨機誤差項=估計用樣本容量為=et229。D、使Yt達到最小值Ytt=1t?tn達到最小值Y?1％，人均消費支出將增加（　　?。〢、% B、%C、2% D、%1回歸分析中使用的距離是點到直線的垂直坐標距離。Y的回歸模型為對人均收入1根據(jù)樣本資料估計得出人均消費支出YX則點++b 2YiOLSknRSSk(n1)R(k)R(1k(n1)B、(k()A、(F的自由度是的影響是均不顯著1一元線性回歸分析中的回歸平方和對X2t的聯(lián)合影響是顯著的D、解釋變量對X2t的影響是顯著的C、解釋變量對XYt2t則表明（ ）A、解釋變量p中 ==ut3tb32tb2b1Yt),XCOV=),(=以下說法不正確的是? ?( )A．+X=b 1法得到的樣本回歸直線為）、設(shè),=t（其中b1b0)XE(Yt+XE(YtYt+X+=tA、+b 1YtY的邊際變動 D、X關(guān)于Y的彈性 B、X關(guān)于b1mib1LnXb0YiX的彈性 D、Y關(guān)于X的增長率 B、Y關(guān)于1中，參數(shù)+ln+lnY題一、 6～10 B, BC, A, D。,被解釋變量為隨機變量，解釋變量為非隨機變量D．被解釋變量和解釋變量均為隨機變量B．X的相對變化率D、Y的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量X的期望值絕對量變化B．Y的相對變化，引起的含義是（ ）A．中，參數(shù)+lnb0lnlnYX的期望值絕對量變化D．Y的相對變化，引起X的相對變化率B．Y的絕對量發(fā)生一定變動時，引起因變量的含義是（ ）A．中，參數(shù)a+1+alnYX的期望值絕對量變化D．Y的相對變化，引起X的絕對量變化B．Y的絕對量變化，引起b1mX1+bA、橫截面數(shù)據(jù) B、時間序列數(shù)據(jù) C、修勻數(shù)據(jù) D、原始數(shù)據(jù)模型中其數(shù)值由模型本身決定的變量是( )A、外生變量 B、內(nèi)生變量 C、前定變量 D、滯后變量半對數(shù)模型Y0Xb1+0=uC、uXZbX+bY+ln+bY是統(tǒng)計顯著的。所以拒絕原假設(shè)，認為解釋變量系數(shù)(15)/B2se(b2=b2=2ta0=)=值，Tt(14)計算相應(yīng)的B2se(b2=b2H0：B2=0 H1：B2185。分）答：進行顯著性檢驗。（3）對模型中解釋變量系數(shù)1%，消費將平均增加() R2=（2）如何解釋解釋變量的系數(shù)和綜合判定系數(shù)？（10(PDPI分）答：?log(PCE)stat Prob(Fstatistic) （1）根據(jù)以上結(jié)果，寫出回歸分析結(jié)果報告。criterion Logsquaredinfoofdependentvar AdjustedError tStatistic Prob.LOG(PDPI) C Rsquared Meanobservations:198006/09/05 Time:LeastVariable:1980199530（2（2由于（2由于（4320分）簡述聯(lián)立方程模型中方程識別的階條件。u是內(nèi)生變量，Xu1t其中，Qtt七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：3 t2 t236。的估計值。B1,s)t)=t由于Var(ut+X+=tut=1XX=YtXtuX+ tYtX原模型變形為：+將原模型左右兩邊同時除以（10B1,頁的最小二乘原理。分）答：書中第兩個隨機誤差項之間不相關(guān)，即隨機誤差項無自相關(guān)。隨機誤差項具有同方差，即每個隨機誤差項的方差為一個相等的常數(shù)。隨機誤差項的期望或均值為零。解釋變量與隨機誤差項不相關(guān)。（10頁，隨機誤差項的性質(zhì)中的四條。分）答：書中第分）答：書中第二頁，經(jīng)濟計量學(xué)方法論中的八個步驟。=s X中存在下列形式的異方差：Var(ut+X+=（對）六、若在模型：估計量都是待估參數(shù)的最優(yōu)線性無偏估計。在任何情況下值會趨于變大。在存在接近多重共線性的情況下，回歸系數(shù)的標準差會趨于變小，相應(yīng)的如果回歸模型違背了同方差假定，最小二乘估計量是有偏無效的。個虛擬變量。類，則要引入為了避免陷入虛擬變量陷阱，如果一個定性變量有雙對數(shù)模型中的斜率表示因變量對自變量的彈性。對于多元回歸模型，如果聯(lián)合檢驗結(jié)果是統(tǒng)計顯著的則意味著模型中任何一個單獨的變量均是統(tǒng)計顯著的。RSSTSSESS線性回歸模型意味著變量是線性的。隨機變量的條件均值與非條件均值是一回事。判斷正誤（10是求出簡化形式的回歸方程？利用模型識別的階條件，判定哪個方程是可識別的（恰好或過度）？對可識別方程，你將用哪種方法進行估計，為什么？答案：略計量經(jīng)濟學(xué)試題四答案一分）其中，uWu1t內(nèi)生變量，A4WtA32XttP1A1QtQtP u2t七、考慮下面的聯(lián)立方程模型：= +237。B1B1B1B3**B2滿足古典假定，我們可以使用普通最小二乘法估計（4）式，得到vt（4）在（4）中2tB31tB2B12t1* * *Yt*X2trX1t=** *X)(1=B1Yt1YtYt+2t1XB3)rX1t(+r(1=+X+X+=r+X+X+=ut取模型的一階滯后：2tB31tB2B1Yt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。+=若在模型中存在+X+X+=j對于線性回歸模型185。=Euiu)u用符號表示：Cov(ui形式的自相關(guān)，應(yīng)該采取哪些補救措施？（15+=存如ut2tB31tB2B1Yt?；鼐€對果關(guān)自簡六B2B1OLSst3X2)Xt3)=vt（1）Var(vtB21XB11X則上面的模型可以表示為：Yt*=utXt3t3令Yt*B21XB11X我們有：YtX的兩邊同時除以tX+X+=在模型分）答案：使用加權(quán)最小二乘法估計模型中的參數(shù)B22 3估計參數(shù)B3B43.B4B4B3B3B2B2表示在其他條件不變時，工齡變化一個單位所引起的收入的變化，所以B1=s X中存在下列形式的異方差：Var(ut+X+=五、若在模型：B02.B0你得出什么結(jié)論？答案：1.若解釋各系數(shù)所代表的含義，并預(yù)期各系數(shù)的符號。中中1.0,中中236。0,中中中236。0,236。=237。D3=按照下面的方式引入虛擬變量：（10表示工齡。其中，Y+B4D3t+B2tB1B0Yt的聯(lián)合影響是顯著的。對X2=）因為k/(n22（或F2RSS=ESS的聯(lián)合影響。對X2統(tǒng)計量檢驗可以利用)1917=(112=R21.