《(修改)计量经济学复习题,2013.10(1)资料.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《(修改)计量经济学复习题,2013.10(1)资料.docx（15页珍藏版）》请在三一文库上搜索。
1、一.单项选抨胭I.进行相关分析时的两个变盘（）.A.部是随机变显B.都不是随机变嫉C. ,个是的机变状个不是随机变嫉D.防机的或非网机都可以2,表示x和y之间其实线性关系的处（）.a, Yt=3o+3Xt b. E(YJ = Po+PM C. Z=4+/7Xj+13 .参数P的估计累p尺备有效性兄指（>.a. var（3）=0 b. var（/）为最小 c. （/7）=0 d. （/一尸）为最小4 .设样本何如愎也为丫 =屁）+月Xj+e则普通经小二乘法确定的力的公式中错误的是（nZX：-(ZxJ,萨山至XL,Z(X,-X)(Y.-Y)1Z(x又)2A_ZXiX-n£?ZXM5
2、 .产鼠<x.台）与单位产品成本（y元/台）之间的回归方程为Y=356 L5X .这说明A.产每增加一台.单位产品成本增加356元B.产量每增加 台,单位产邸成本减少】5死C,产量格增加台.加位产品成本平均增加356元D.产破你增加 台.敢位产£成本平均减少L5元人6 .在总体回归在线E （Y） =&）+KX中.夕表示（）.A. ”IX增加一个班位时,Y增加夕I个年位B.-X增加 个单位时.Y平均增加夕个单位C当Y增加一个单位时.X增加Qi个取位D.当Y增加 个电位时，X平均增加夕个跟位7 .对回心模型、=/%+/?Xj + u i进行检验时.通常假定U i服从（）.a
3、. N （0, b：）b. t（n-2） c. N （0, a2） d. t（n）人8 .以Y衣求实际观测值,丫衣示回归估计位则普通最小二乘法估计参数的准则是依（）.A. 2（Y-Y）=0 B. Z（丫一*）2=0 C Z（丫一尸最小D. Z（Y大）2=最小人9 .设Y我东实际观测值.Y表示OLS估计回归值.则下列哪项成立（）.A. Y=Y B. Y=Y c. Y=Y D. Y=Y10 .用OLS估计势典线性模里Yj = A)+4Xj + u则样木回归口线通过点.A. (X, Y) B, (X, Y) c. (X, Y) D, (X, Y)AAAA11 .以Y表示实际观测仪.Y衣示OLS估计归
4、他.则用OLS得到的样本M归卤线Yj=#)+/X1满足>-A. Z(yTa° b. £(Y-Y,)2=o c. (Y-Y,r=o D. z(*T)2=o12 . m 组有30个双利值的样本估计模型Yj = 4)+4Xj+u花0.05的显著性水平下而4的显名性作t检虬 如夕也普地不等 于平的条件是我统计fit t大于().A. Io8«30>B. Iq«i5(30) C. tas(28)D. t«0«2S)R _ 013 . mu闿型工 =+ QR +«.中.矢)机蛤"o： px = 0所用的统计此 J
5、，下列说法正确的是().A.服从/2(-2) B.限从/(77-1) C 服从/?(一 1) D.服从/ (-2)H.在二元找性回归模型匕=夕0 +21Xh +/72乂2> +孙中，川1衣示).A.当X2不变时,XI籽发动一个或位Y的平均变动.B.当XI不变时-X2何变动一个单位Y的平均变动.C.当XI和X23保持不变时.Y的平均变动.D.当XI和X2都变动，个单位时.Y的平均变动.15 .按经典假设.线性回归校里中的解林变最应把非随机变家.且().A.与随机误差项不相关 B.与技差项不相关 C与被解林变出不相关D.与回归值不相关16 .回归分析中定义的().A解林变状和被解耗交嫉都足的
6、机变量B.解伴受玳为非的机变f七 被解林安敏为防风变量C.解狎受和核解释变量都为非随机变量D.解琳变欢为皱机变出.被解糅变最为非强机变出17 .在多元线性回归模型中,若某个解骅变最对K余解秣变域的判定系数接近于1则衣明校勺中存在()A井方差性B.rr列相关C.多电共线性D.高拟合优度13.关于经济计疑模型进行预战出现误差的草因,正确的说法是().A,只有械机四点B.只有系统因素C.吸石防机因家.乂有系统因案D.A. B. C都不对19.在多兀线性回归模型中刻样本容址的基本要求是仅为解糅变玳个数：)A nkl B n<k*lC nS0 »«£nS (Hl)D
7、n308.下列说法中正确的()人如果模出的人很高.我trwi以认为此模型的所址较好s如果模q的R一较低.我W可以认为此模型的质最发差 c如梁某 参数不能通过显箸件抬验.我们应该划除该格林安城D如果某 参数不能通过显箸性检验,我们不应该强使别除谈解秣变显21. Gold“ld-Mndt方法用检验A,界方差性B. 口相关性C.随机解林宠最D.多重共践性H.在井方差性情况下,常用的估计方法是（）A- 一阶差分法 艮广义差分法 C.工具受屈法 D.加权破小二柒法23 .下列哪种方法不是检验异方差的方法（）儿戈谯若尔特一匡特检脍B.怀特检验C.戈里瑟检的D.方差彩胀因子检验24 .当存在异方差现象时.拈
8、计模型参数的适当方法是（）儿加权最小二黍法B. L具变联法 C.广义差分法D.ttf用非样本先验信息25 .果戈的菲尔特一一匡特检验心轩,则认为什么问题是产.用的）正井方差向您B.序列相关何题C.多用共线性问题 D.设定误差问题26 .当DV=4时.说明（）A.不存在序列相关B.不能判断是否存在一阶自相关C.存在完全的正的一阶自相关 D.存在完全的鱼的一阶日相关27 .当校壁存在序列相关现象时.透直的参数估计方法是（）.A.加权以小二乘法B.间接被小二乘法C.广义差分法D.工具变fit法二3.当校如存在再重的多用共线件时.OLS估计此将不具备（D ）A.线性 B.无侑性C.有效性D. 一致性2
9、9 .在多兀线性回归模型中,若某个解林变嫉对其余解钵变仪的判定系数接近1.则表明模型中存在（）-A界方差 5序列相关C多里共线性D高抵今优度30 .存在严爪的多里共线性时.数的计的标准差（>-A.交大8.变小C.无法估计D.无穷大31 .完全多咆共线性时下列判断不止砒的是<）.A.参数无法估计B.只能估计参数的线性组合C.模型的拟合程度不能判断D.可以计以愎壁的拟合程度.设网归模型为X = <Z + Pxi +内,其中Xi为随机变Xi与1H相关则p的普通最小二乘估计奴（D >A-无偏且一致 B.无偏但不一致C.有值但一致D.有值只不一致33 .模型中引入一个无关的解林女
10、豉（C ）A.对模型参数估计址的性质不产生任何影响B.等致瞥通H小二乘估计;|“丁健C.导效普通最小二乘估计此精度下降D.导致普通破小二乘估计他有儡.同时精度下降31.虚接变价（>A.主要用来代衣质的因家但.在有些情况下可以用来代表致iit闪索B.只能代表般的闪索C.只能代衣数玳因素 D.只健代衣季节影响因素35 .如果个回心模型中不包含假距项.对一个只有n个特征的顷的因栽安再人虚拟变量数目为（）.A. aB. 3J-1C. ct-2D. b+136 .设某商品需求模81为y, =bQ+bxt +Z/;.其中Y是商品的需求量，X是商品的价格.为考也全年K个J!你手力变动的影响.也设 愎型
11、中引入了 12个虚拟变房则会产生的问勒为（D >.A.并方差性B.序列相关C.不完全的多重共线性D.完全的多牵共线性37 .线性回归模型H =bQ+h1xu +b2x2j + 为演,+,中.检验<）:=0（，= 0,1,2次）时,所用的统A. tB. t （n-k-2） C. t （n-k-1）D. t （n-k-2）二、多项医押现I.计fit经济学是以下哪些学科和结台的踪合性学科（）.A.统计学 B,数理经济学C.经济统计学D.数学 E.经济学2 .与其他经济模型相比.计量经济模型有如下特点（）.A.砒定性 B.经轴性 C.妣机性 D.动态性 E.灵活性3 .对f经典线性忖归模型
12、,各回归系数的普通最小，乘法估计最具有的优良特性有（ABE ）.A.无偏性 B.有效性 C. 一致性 D.确定性 E.线性性4 . 一元线性回归模a 丫=4）+ /7|Xi+u i的经典假设包括）.A. £（mz） = 0 B. var（/<f） = <t2 c. cov（Hrwv） = 0 d. Cov（xrit） = 0 e,qN（O,b?）A5 .以Y衣东实际观测使.丫衣示OLS估计回归值.c衣示残差,则回归直线前足（ABE ）.A.通过样本均值点（及，Y） B. ZYi=ZYc. Z（Y1*）'=O D. Z&-*）2=0 E. covKsAOA6
13、. Y表示OLS估计回归他.u衣示的机误差项.e衣示残差.如果Y与X为线性相关关系.则下列哪些是正砒的< AC）.a. E （丫）=A） + AXi B- ¥=尺+6%c- X-A +P +e> d. *=A+/|X+q E. £（丫）=自+/%A7. Y表示OLS估计回归值,U表示械机误差项.如果Y与X为线性相关关系.则下列嚅些是正确的（BE >.A- 丫=4+4%B. 丫产片+自天+%c- x=A+R x+wd. x4）+4 X+u je. *=A+8 .国归分析中估计国白数的方法主要有（）.A.相关系数法B.方茏分析法C. H小二柒估计法D.极大惧然
14、法E.矩估计法9 .用OLS法估计模型Yj = A）+/?|Xj+u j的参数,要使参数估计属为鼓住线性无伤估计业期要求<>.a. E（Uj）=O b. Var（Uj）=cr2 c. Cov（uUj）=0 d. ujh从正态分布？e. x为非随机变;也 与随机误茏项Uj不相关.10 .假设线性回回模里湎足全加基本假设.则其参徽的估计仪具备（）.A.可靠性B.合理性 C.线性 D.无偏性 E.有效性11 .普通最小二乘估计的直线只有以下特性（）.a.通过样枷a点（取F）b.zx=z£ cZa-Rfw d = 0e. Cov（Xi,ej） = 0八人/A12 .由回归i（线&
15、#165;=<）+/Xj拈计出来的Yj （f（ < ADE >.A.处创怙计值.B.是一盥平均值C.是一个几何级数D.可能专于实际（ftY E.与实际位Y的而差之和等于零13 .拔性H白模型的最小二乘估计的残荽储而足（）.A. ZqF B. ZgYjR c. Ze* =0 D. ZeiX|=O e. cov（Xpei）=0M.在井方差条件下普通以小二乘法具有如下性明（）儿线性 B.无偏性C.最小方差性D.精确性 巴份效性15 .当模型存在弁方差现象时.加权最小二黍估计fib备< ABCDE >.儿线性 B.无偏性 C.有效性 D.一致性艮加病性16 .下列说法正确
16、的有（K >.A_当界方差出现时，最小二乘估计她有偏的和不具有最小方差特性艮当井方差出现时，常用的HUF依胎失效C.界方差情况下.通常的0LS估计 定褥估了估计M的标准茏D.如果0LSM心的妓羌衣现出系统件-则说明数我中不存在井方差件E.埔果回归模型中迪涌个重要变班.则0LS残差必定表现出明拒的趋势17 . DN履验不适用下列情况的序列相关检依（）.A.南阶线性自回归形式的序列相关B. 阶非线性自网旧的序列相关&移动平均形式的序列相关D.正的阶线性门回归形式的序列相关E.负的阶级性臼日形式的序列相关13. M检验不适用广下列情况下的一阶线性自相关检整（）.包含有虚拟变疑E. 1然
17、8机误A.模型包含有随机解林女信5.样本容燧太小C.非阶自回时模电D.含有滞后的被解"变JitE.的模型19.当愎壁中解择变此间存在离，曳的多呕共线性时（>.A.各个解赫攵献对被解糅变量的影晌将用以精确器别B.部分解杼女后叮访机误差项之间将岛嗖相关C.估计破的M吱将大忸度卜降 D.怙计对于样本容*的变动将十分敏感E.模型的随机误差项也珞序舛相关20.多币共线性产生的原因主要有>-A.经济变此之间往往存在同方向的变化趋势5.经济变量之间往往存在希密切的关联C.在模型中采用滞后变凝也容易产生多咆共线性D.在建愎过程中由卜解择变量:选样不当.引起了变lit之间的多市共线性E.以
18、上都不正确21 .模型存在完全多由共线性时.下列刿断正确的是< AB ）.A.参数无法估计B.只能估计参数的线性组合C.模型的判定系数为0D.模型的判定系数为122 .在包含行的机解释支的国归模学中.可用作随机解修变量的工具变量必须具冬的条件有.此工具变IKA,与该解"变嫉高度相关B.与其它解称变疑高度相关 C.与随机误差项高度相关D.与该解择变好不相关差项不相关23 .关于虚拟安必下列表述正确的有（A5CD ）A.足板的因素的数届化5.取值为1和0C.代衣质的因素D.在有些情况下可代衣数量因系E.代衣散;。因家24 .虚拟变量的取色为。和1分别代衣某种电性的存在与否.其中）A
19、.。表示存在某种H件B. 0衣示不存在某种件C. 1衣示存在某种网件D. 1表小不存在某种M件艮0和1代衣的内容可以的怠设定25.建立生产困数桢呈时,样本数据的的眼问勒包括（）-儿线性 B.完够性 C.准病性 D.可比性艮，致性三、简答题1 .他述计最经济学与经济学、统计学、数理统计学学科间的关系.2 .简述建立与应用计出经济模型的主要步骤.3 .占典线性回心模电的基本假定是什么？4 .总体回归模型与样本回归模型的区别与联系.5 .在满足古典假定釜件下, 玩践性同心模型的普通最小二黍估计砧有啷些统计性质？6 .对于多元践性回归模型,为什么在进行了总体显答性F检治之后.还要对每个回归系数进行是否
20、为。的t检验？ 工什么是并方差性？试举例说明经济现&中的异方差性.&产生井方差性的原因及界方苍性对模里的OLS拈计行月影响.9,界方差性的解决方法右哪些？2什么是加权最小二乘法？它的基本思想是什么？11 .什么是多重共线性？产生多咆共线性的康因是什么？12 .不完全多咆共线性对OLS估计说的影响有啷些？13 .虚拟交收”|人的方式及好种方式的作用是什么？14 .判断计於经济模型优劣的基本缺则是什么？15 .工具变量送持必须满足的条件是什么？四、计算与分析题1 .下衣为日本的汇率与汽车出口数限数据.年度19861987198819891990199119921993IW41995
21、X16814512813814513512711110294Y66163!610588583575567502446379X:年均汇率(口用美元)Y:汽车出口致hi (万辆)MJ8： (I)西出X与Y关系的故点图.计”与y的相关系数.其中又=129.3.Y =554.2, £(X火下=4432.12(YY)2=681136 22(X-X)(Y-Y)=16195. 4栗用?(线回白方程相和出的模勺为y = 81.72+ 3.65XI 值 1.2427 7.2797R:=0.8688F=52.99解秣数的经济意义.2 .已知模型的最小二卖的时归结果如E 人X =101 .4-4.78X；
22、标准差 <45.2) (1.53)n=30R2=O.3I其中,Y：政府债券价格(百美元),X：利率(%>.A 答以卜何做：<1)系数的符号是否正确,并说明理由：2为什么左边是Y而不足Y s (3)在此模型中是否和广误差项<4)该校勺参 数的经济点义是什么.3 .估计消费函数校也Cj =a +夕Y + a,得C=15 + 0.81Y1 1ttfi (13.1) <18.7)n=19 R2=O.8I其中.C：消费元 Y：收入元dfeir(,O25(19) = 2.0930, rOO5(19) = 1.729. r0025(l7) = 2.1098 . r005(17)
23、 = 1.7396.W： (1)利用l位检验参数P的显告性(« =0.05)： (2)确定的数p的3，判断一下该模皇的拟合情4 .下表中的数据是从某个行业5个不同的工厂收集的,请回答以下问题:总成本Y与产61X的数据YM)44517061X12461!8<i>估计这个行业的线性总成本函数：Y1=b0+biX<2）b（）和b的势济D义是什么?5 .有10户家庭的收入（X.兀）和消费（Y,白元）数据如下於io户家庭的收入（x>，消费（y>的资料X2030334015B26383543Y7981154810910若建立的汨费Y对收入X的回归在线的E、icw$输
24、出站果RDependent Variable: YVariableCoefficientStd. ErrorX0.2022980.023273C2.1726640.720217R-squared0.904259S.D. dependent var2.233582Adjusted R-squared0.892292F-statistic75.55898Durbin-Watson stat2.077648Prob(F-statistic)0.000024<1）说明回归直线的代衣性及解林健力.<2）在95%的置信度卜检总参数的拙著性.(4).025(1°)=2.2281. ro
25、5(10) = 1.8125,乙).025 =2.3060.% 05 = 1.8595 ）<3>在95%的置信度卜.预” X=45 一时消费<Y）的置信区阿.（其中X = 29.3 . X（X与尸=992.1 ；6 .假设某国的货币供蛤扯Y与国民收入X的历史如系卜衣.某出的货币供给* X与国民收入Y的历史数据年份XY年份XY年份XY19852.05.019893.37.219934.89.719862.55519904.07.719945.010.019873.2619914.28.419955.2li.219883.6719924.6919965.812.4根据以上效擀估计
26、货币供给出Y对国民收入X的回归方程.利用Eivcws软件以出结果为:Dependent Vanable: YVariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.X1.9680850.13525214.551270.0000C0.3531910.5629090.6274400.5444R-squared0.954902Mean dependent var8.258333Adjusted R-squared0.950392S.D. dependent var2.292858S.E. of regresston0.510684F-stalistic211.
27、7394Sum squared resid2.607979Prob( F-statistic)0.000000h：（1）耳出回归模型的方程形式.并说明网归系数的雅著件：a = 0.05 >.（2）筹集回归系数的畲义.<2）如果令里198年国民收入达到15.那么应该把货币供给业定在什么水平?7.根据某地1961-1999年共39年的总产出义劳动投入L和资本投入K的年度数据.运用普通最小二黍法拈计得出了下列回归方祗In Y =-3.93S+ 1.451 InL +0,3841 In K(0.237) (0. 033)(0.048)R 2 = 0.9946. DW=0 S53式下括号中的
28、数字为相应估计量的标准误.(1)解糅回归系数的经济含义：(2)系数的符号符合你的预期叫？为什么？。设淅费的数为y =%+4%+%.其中)：为消费支出.Xj为个人可支配收入.为强机误差项.并且£(q)=0"(%)=/X；(其中b?为常数).试M答以下问题：<1)选用造当的变换修正异方差.要:求写出变换过程：(2写出修正界方差后的叁数估计R的表达式.9.根据某地1961-19S9年共39年的总产出义劳动投入L和资本投入K的年度数据.运用普通班小二傣法估计得出了下列回归方程:m£=-3933 + L4511nL+ Q.3弘llnK(0. 237) (0.083)(
29、0.018)R2 = 0,9946 .di=o.8M匕式下面括号中的数字为相应伯计的标标 在舞的显看性水平之卜.由珊检验临界值去.»<L=1.33,<U1.60.上 (1)题中所做 归方程的势济含义：该回归方程的估计中存在什么何趣?应如何说进？10 .根据我用19782000年的财政qk入丫和用内生产总位X的统计资料.可建立如下的计量经济模勺：y =556.6477 + 0.1198xX(2.5199 <22.7229)R" =0.9609. S.E =731.2086. F =516.3333. DW =0.切 74请回答以下问馥：(1) 何谓计fit经
30、济模型的自相关性？(2) 试检验该模型是否存在惭门相关,为什么？(3) 门相关会给建立的计版经济模型产生哪些影响？(4) 如果该模型存在自相关.试写出汨除阶自相关的方法和步骤.(临界值 dL = 1.24. d? = 1.43 )11 .根据某种商品精生家和个人收入的季度数裾建立加卜模型：K =d+/。1, + 仇+/。3+打。4, +、6七 +U,其中,定义虚报变最为第；季度时其数值取1.其余为。这时会发生什么问题.参敢是否能舒用最小二乘法进行估计？41.个由容显为209的样本估计的解糕CEO薪水的方程为：In Y = 4.59 + 0.257 In X1 + 0.011X2+0.158+0
31、.181 D2 - 0.283 D3(15.(3) (8.03)(2.75)(1.775)(2.13)(-2.895)其中,Y表示年前水平(单位:万元), X1表示年收入代位:万元，X2衣示公司般票收益(/位:万元)：0， D?, 03均为虚拟变该，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业.<1)解糅三个虚拟变此数的经济含义.<2)保持X|和X 2不变.计玮公用事业和交通运输业之间估计薪水的近似百分比差异.这个差弁在1%的显着性水平上是线计显著吗?<3)消费品匚业和金驻业之间估计薪水的近似白分比差算是多少？一、姒选ACBDD BCDDD ADDAA BCC
32、CD ADDAA DCDCA DDCAB DC二、名选ADE BCD ABE ABCD ABE AC BE CDE ABCDE CDE ABDE ADE ACDE AB ABODE BE ABC BCD ACD ABCD AS AE ABCD BC BCDE三、简答题1、简述计属经济学与经济学、统计学、数理统计学学科间的关系.答：计班经济学是经济理论、统计学和数学的绦合-（I分）经济学存咆经济现象的定性研究.计量经济学者里干定方面的研究.<1分）统计学 是关f如何收集、整理和分析数榭的科学.血计最邑济学则利用经济统计所提供的数据来估计处济安*之间的散敢关系并加以整证.1分）数理统 计学作
33、为 门数学学科,可以应用J 上济领域.也可以,应用f其他徽心计量经济学则仅限恪讲饺域.I分）计经济模型建立的过程,座二台 瞰川理论、统计和数学方法的过程.计量经济学是经济理论、统计学和数学三者的统2、简述建立与府川计量经济模型的主要步彝.答：根据经济理论建立计量经济俊料：（I分）样本数据的收集：（I分）估计参数：<1分）模型的检验：<1分）计证经济模型的应用.<1分）3、古典线性同心慑出的基本假定是什么？答：平均做假定.即在蛤定日的条件卜.随机设主项的数学期钳均值为0即同方差假定.误差项的方差与t无关.为一个常数.无fl相关假定.即不同的误差项相也独立.解林受疑与做机误差项不
34、相关假定.正态性假定.即假定误差项版从均值为。方差为的正态分布.4、皂体回归模型与样本回归模型的区别与联系.答：主要区别：描述的对望不同.您体国白模型描述总体中变ht 7与兄的相互关系.而样木刈归模型描述所观居的样木中安妣/与m的相互关系.建立模型的不同.总体M如饺受是依据总体企部睨蒯资料建立的.样本回归模型足依裾样本双漓资料建立的.模型性明不同.鱼体回归校勺不是随机模型,样本归模型处网机愎也,它随存样本的改变而改变.主要联系：样木模也足总体回归模型的一个估计式.之所以建立样本回归模型.目的是用来估计总体M妇模型.5、在演足古典假定条件下.比拔性回归模型的普通最小二乘估计彼右啷些统计性项？答：
35、线件是指参数估计Sit和分别为观相僮和防机误差项的线性函数或线性组合.无偏性,指数估计量和的均仅（期里仅）分别等f总 体参数和.有效性（最小方差件或找优性）,排在所有的压性无偏估计量中.泉小二乘估计城和的方差酸小.6、对于多兀践性忖归模型,为什么在进行了总体显答性F检验之后,还要对斛个回归系数进行是否为0的t依脍？答：名兀线性回归模型的总体拈.著忤F检总是检验模*中全部解林登限时被解秣安说的共同影响是否技挣.通过了比F检验,就可以说模型中的全郃解卵变做对被解铎变城的共阿彩晌足显著的.但却不能就此判定模型中的格个解骅变疑对被解佯变城的影响都金&著的.因此还需要就每个解科变豉对核解择变量的
36、 影响是否秘著进行检验.即进行t检验.7、升方差性是指模呈违反了古典假定中的同方差假定它是计诚经济分析中的,个专门问题.在线性M日模型中.如果钿机误差项的方差不是常 数.即刻不同的解价变;il观泅值彼此不同.则称的机项具有异方差性即1=1. 2 n）,（3分）例如.利用横截面数据研究消费和收入之间的关系时,对收入较少的家庭花满足基本消费支出之后的刎余收入己经不多.用在购买生活必需品上的比例也大消费的分敢幅度不大.收入较 多的家庭有更多可H由支配的收入使得这些家庭的消费行更大的选择范惘.由干个性、吸好、储荒心理、消费习惯和家庭成员构成等那个的差井. 使淅费的分散幅度增大.或者说蚊收入家庭淅费的分
37、敬度和高收入家庭消费得分攸度相比较,可以认为奉着小于后杆.这种被解株变域的分依如度 的变化-反映到模51中.可以理解为误差项方差的变化.8、产生版因：（1）模勺中选*1 了某些解修安说：（2）校型函数形式的i5l定误差：（3）样本数裾的测皿误差：4）网机闪素的影响.（2分） 产生的影响，如果线性回归模型的版机误差项存在弁方差性,会对镇室参数估计、模型检防及愎勺应用带来用大影响.主要行，（1）不影响模型参 数最小二乘估计位的无俗性：（2参数的最小二索估计鼠不是一个有效的估计限：（3对模型参数估计他的&若性检酶失效：（4）模型估计式的代 衣性降景,预测精度精度降低.（3分）9、解决方法：（
38、1）模型变换法：（2分）（2）加权最小二条法：（2分）（3）模型的对数变换等（1分）10、加权最小二乘核的基本原理:最小二乘法的签本原理金锭残茏平方和为最小,在弁方差情况3总体回归直线对于不同的的波动幅度相差很 大.健机误差项方差越小-样本点对怠体归直我的偏离程度越低.度差的可信度越高（或者设样本点的代衣性越魂”画较大的样本点可能 会侑用总体问归在线很远.的可信度较低（或皆说样本点的代衣性较弱）.（2分）因此,在考叱异方差模电的拟件总谡差时,对于不同的应谟区 别对待.：H体做法：对较小的给干充分的市.视.即蛤于较大的权数：对较大的蛤于充分的电视.即给较小的权数.更好的使反映对度差平方 和的影响
39、程度.从而谀善参数估计的统计性质.（3分）II、多用.共线性处指解糅变嫉之间存在完全或近似的线性关系.产生多币.共线性主要有下述原因，1）样本数据的采集足被动的.只健在一个有限的低阳内得到观察例无法进行用史试验.2分）（2）经济受次的共同趋势（I分）（3）滞后变 求的引入I分）（4）核电的解修变分选择不当（1分）12、（I）可以估计参数.但参数估计不电定（2分）（2）参数估计值时样本数据的略有变化或样本容应的梢有增N变化侬感.“分）（3）各 解杼变局对被解择变fit的影响41精确鉴别.（1分）4） I检验不容易拒绝诙假设.13、（I）加法方式：其作用是改发了模里的被加水邛：（2分）（2）疾法方
40、式：其作用在于两个模型间的比较、因索间的交互影响分析和提跖模型的描述精度：（2分）（3） 一般方式：即影响模型的被距有影响模型的斜率.I分）14. （I）核电应力求简触：“分）（2惧型具有可识别性：（I分）3）愎型只有较海的拟合优度：3分）4）模型应与理论相 致：（I分）5 慎里具有较好的出样本功能.（I分）15、选择工具受H必家满足以下幽个条件,（1）工只变量与模型中的随机解择交高度机关：（3分（2）工具型中与模型的随机误差项不相关.四、计蟀1. 1收点图如下，Z(X-X)(Y-Y)16195.44，(2) 一 =/ 9321收(X -/ ) Z (X- K) V4432.1x 68113.
41、6(3)磁雨项81.72表不当美河兑日元的汇率为。对日本的汽车出口量，这个数据次右哄标志义；斜 举限工65表示汽车出口量勺美元兑换日元的汇率正相关，当美元兑换日元的汇率每I；升1元，会引起日 本汽车出口址I：升3.65万辆.答：(1)系数的符号是正确的，政府债券的价格与利率是负相关关系，利率的上 升会弓I起政府债券价格的下降。(2) 丫代表的是样本值，而*代表的是给定区的条件下X的期望值，即 R=e&/xj。此模型是根据样本数据得出的回归结果，左边应当是X的期望 值，因此是*而不是丫。(3)没有遗漏，因为这是根据样本做出的回归结果，并不是理论模型。(4)截距项101.4表示在X取。时Y
42、的水平，本例中它没有实际意义；斜 率项478表明利率X每上升一个百分点，引起政府债券价格Y降低478美元。答m (1)槌出版假设出：# = 0，Hla。黄。统计11 t=18. 7>临界做r.丁417) = 2.109覆-由于1& 7>2. 10州，故拒绍原假该H)：尸=。？即 认为参数是显著的“12由于 1 = -,故 nb(B ) = = = 0.0433 »$力向r 1 a.7(3) MWttfiR2=0.81,-明拟令优度较海解林受屈对被解骄变做的解稗健力为8瑶即收入对消费的解糅能力为51%同心白线掇合观测点较为理划.8、答 r （I）由于 E“m = 2
43、700, £%=41, £乂 = 306,= 381 ,（工七）? = 1681, 7=61.2. 7=8.2得£5 , 2703 41/306仆A -,r. . 4.26 * 3 jj ）5x381-1681A, = p - bj = 61.2 - 4.26 x 8.2 = 26.28 （2 分）总成本函数为】*=26.28-4.26X,（I分）（2）械距项1。表示当产itX为0时1：厂的平均总成本为26.28,也就拉I.厂的平均固定成本；（2分）斜皇项工表示 产址每增加1个单位，引起总成本平均增加4.26个单位。（2分）9、答（1）回归模型的R2=0.9042
44、,表明在消费Y的总变差中，由回归宜线便释的部分占到90%以上，回归直线的 代表性及解稗能力较好。（2分）（2）对丁斜率项，"=8.6824乜os（8） = 1.8595 ,即表明斜率项显著不为0,家庭收入对消费有显著心 0.0233影响。Q分）对丁武距项，r = 且 =2.1727 = 3067 处（8） = 1.8595 ,即表明横距项也显著不为0,通过了显著性 £仇）0.7202检验,（2分）（3） Yr2.17+0.2023X45 = 11.2735 （2分）/。”（8）*广 + 2 += 1.8595X 2.2336X29支=4.823 （2 分）2 N ZQ-DV
45、 10992.195%置信区间为（11.27354.823, 11.273514.823X 即（6.4505, 16.0965）。（2 分）O13、（1）回归方程为：K = 0.353+1.96XX,由于斜率坝P值=0.0000沁=0.05 ,表明斜率项显著不为0,即国民收入对货币供给最有显著影第。（2分）祗哥项p值=0.5444丁=0.05,表明战跖项与0值没有显著差异，印俄即项没有 通过显著性检验。（2分）（2）梭尔顶0353表示当国民收入为。时的货币供应量水平，此处没有实际意义,斜率项L96”友明国民收入每增加1元，将，致货币供应址增加L968元。（3分）（3）当X=15时，K = 0.
46、353 + 1.968x15 = 29.873,即应将货币供应量定在29.873的水平.（3分）7、（I）这是 个对数化以后衣现为线性关系的模型】nL的系数为1.451电味着资本投入K保持不变时劳动一产出伸性为1.451 ： （3分）】nK的系数为0.梵4意味着劳动投入L保持不变时资本T出邪性为0.384 （2分）.2系数符9符合预期.作为舛性.都是正也.而只都通过了参数的括岩性检验检依）（5分,要求健够把t僮计办出来）.8、解：一）原模型：1=4十4*十巴门）等号两边同除以外，新模型：+4+? <2>七 七-7* V： t 1令 y,= N = xc则：(2)变为);=+4工+匕眦寸Var（y =A新模型不存在异方差性.* Y（二）对）：=+睇；+4进行音速最小二来估计b 屯门:-1»）:°- r（x：y-（*：） 算谈：=?，=；4=£-底''进一步带入