1、计量经济学试题一答案一、判断题（20 分）1 线性回归模型中，解释变量是原因，被解释变量是结果。 （F）2多元回归模型统计显著是指模型中每个变量都是统计显著的。 （F）3在存在异方差情况下，常用的 OLS 法总是高估了估计量的标准差。 （F）4总体回归线是当解释变量取给定值时因变量的条件均值的轨迹。（Y）5线性回归是指解释变量和被解释变量之间呈现线性关系。 （F）6判定系数 2R的大小不受回归模型中所包含的解释变量个数的影响。（ F ）7多重共线性是一种随机误差现象。 （F）8当存在自相关时，OLS 估计量是有偏的并且也是无效的。 （ F ）9在异方差的情况下， OLS 估计量误差放大的原因是
2、从属回归的 2R变大。 （ F ）10任何两个计量经济模型的 2R都是可以比较的。 （ F ）二 简答题（10）1计量经济模型分析经济问题的基本步骤。 （4 分）答：1）经济理论或假说的陈述2) 收集数据3）建立数理经济学模型 4）建立经济计量模型5）模型系数估计和假设检验6）模型的选择7）理论假说的选择8）经济学应用2举例说明如何引进加法模式和乘法模式建立虚拟变量模型。 （6 分）答案：设 Y 为个人消费支出； X 表示可支配收入，定义210tD季 度其 他 310tD季 度其 他140Dt季 度其 他如果设定模型为 12345tttttYBBXu此时模型仅影响截距项，差异表现为截距项的和，
3、因此也称为加法模型。如果设定模型为 1234567384tttttttYBDBXXDu此时模型不仅影响截距项，而且还影响斜率项。差异表现为截距和斜率的双重变化，因此也称为乘法模型。三下面是我国 1990-2003 年 GDP 对 M1 之间回归的结果。 （5 分）ln()1.37 0.6ln(1)se ( t 39.)2GDPM1.7820.5,12Pt自 由 度 ；1 求出空白处的数值，填在括号内。 （2 分）2 系数是否显著，给出理由。 （3 分）答：根据 t 统计量，9.13 和 23 都大于 5%的临界值，因此系数都是统计显著的。四 试述异方差的后果及其补救措施。 （10 分）答案：后
4、果：OLS 估计量是线性无偏的，不是有效的，估计量方差的估计有偏。建立在 t 分布和 F 分布之上的置信区间和假设检验是不可靠的。补救措施：加权最小二乘法（WLS）1假设2i已知，则对模型进行如下变换： 12i iiiYXuB2如果2i未知（1）误差与 iX成比例：平方根变换。12i iiiYuB可见，此时模型同方差，从而可以利用 OLS 估计和假设检验。（2） 误差方差和2iX成比例。即 22iiEuX12i iiiYuBX3 重新设定模型：五多重共线性的后果及修正措施。 （10 分）1） 对于完全多重共线性，后果是无法估计。对于高度多重共线性，理论上不影响 OLS 估计量的最优线性无偏性。
5、但对于个别样本的估计量的方差放大，从而影响了假设检验。实际后果：联合检验显著，但个别系数不显著。估计量的方差放大，置信区间变宽，t 统计量变小。对于样本内观测值得微小变化极敏感。某些系数符号可能不对。难以解释自变量对应变量的贡献程度。2） 补救措施：剔出不重要变量；增加样本数量；改变模型形式；改变变量形式；利用先验信息。六 试述 D-W 检验的适用条件及其检验步骤？（ 10 分）答案：使用条件： 1） 回归模型包含一个截距项。2） 变量 X 是非随机变量。3） 扰动项的产生机制： 1tttuv 1。4） 因变量的滞后值不能作为解释变量出现在回归方程中。检验步骤1）进行 OLS 回归，并获得残差
6、。2）计算 D 值。3）已知样本容量和解释变量个数，得到临界值。4）根据下列规则进行判断：零假设 决策 条件无正的自相关 拒绝 0Ld无正的自相关 无法确定 U无负的自相关 拒绝 4L无负的自相关 无法决定 Ld无正的或者负的自相关 接受 UU七 （15 分）下面是宏观经济模型 1(1)*(2)3*4567 DttttttCtttAttMCPYIMuI uYI 变量分别为货币供给 、投资 、价格指数 和产出 。1 指出模型中哪些是内生变量，哪些是外生变量。 （5 分）答：内生变量为货币供给 t、投资 tI和产出 tY。外生变量为滞后一期的货币供给 1tM以及价格指数 tP2 对模型进行识别。
7、（4 分）答：根据模型识别的阶条件方程（1）：k=0m-1=2，不可识别。方程（2）：k=2=m-1，恰好识别。方程（3）：k=2=m-1,恰好识别。3 指出恰好识别方程和过度识别方程的估计方法。 （6 分）答：对于恰好识别方程，采用间接最小二乘法。首先建立简化方程，之后对简化方程进行最小二乘估计。对于过度识别方程，采用两阶段最小二乘法。首先求替代变量（工具变量） ，再把这个工具变量作为自变量进行回归。八、 （20 分）应用题为了研究我国经济增长和国债之间的关系，建立回归模型。得到的结果如下：Dependent Variable: LOG(GDP)Method: Least SquaresDa
8、te: 06/04/05 Time: 18:58Sample: 1985 2003Included observations: 19Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6.03 0.14 43.2 0LOG(DEBT) 0.65 0.02 32.8 0R-squared 0.981 Mean dependent var10.53Adjusted R-squared 0.983 S.D. dependent var 0.86S.E. of regression 0.11 Akaike info criterion -1.46Su
9、m squared resid 0.21 Schwarz criterion -1.36Log likelihood 15.8 F-statistic 1075.5Durbin-Watson stat 0.81 Prob(F-statistic) 01,9,.074,1.536,.5LUknd若 显 著 性 水 平 其中， GDP 表示国内生产总值，DEBT 表示国债发行量。（1）写出回归方程。 （2 分）答： Log（GDP）= 6.03 + 0.65 LOG(DEBT)（2）解释系数的经济学含义？（4 分）答：截距项表示自变量为零时，因变量的平均期望。不具有实际的经济学含义。斜率系数表示
10、GDP 对 DEBT 的不变弹性为 0.65。或者表示增发 1%国债，国民经济增长 0.65%。（3）模型可能存在什么问题？如何检验？（7 分）答：可能存在序列相关问题。因为 d.w = 0.81 小于 1.074Ld，因此落入正的自相关区域。由此可以判定存在序列相关。（4）如何就模型中所存在的问题，对模型进行改进？（7 分）答：利用广义最小二乘法。根据 d.w = 0.81，计算得到 0.6，因此回归方程滞后一期后，两边同时乘以 0.6，得1121)log0.6log(.40.6tt tDEBTGDPu方程 )l()l tt减去上面的方程，得到 112)0.6)log()0.6log()lo
11、g(log(0.6t Tt tt DEBTEBv 利用最小二乘估计，得到系数。计量经济学试题二答案一、判断正误（20 分）1. 随机误差项 iu和残差项 ie是一回事。 （ F ）2. 给定显著性水平 a 及自由度，若计算得到的 t值超过临界的 t 值，我们将接受零假设（ F ）3. 利用 OLS 法求得的样本回归直线 ttXbY21通过样本均值点 ),(YX。 （ T ）4. 判定系数 ESTR2。 （ F ）5. 整个多元回归模型在统计上是显著的意味着模型中任何一个单独的变量均是统计显著的。 （ F ）6. 双对数模型的 2值可以与对数线性模型的相比较，但不能与线性对数模型的相比较。 （
12、T ）7. 为了避免陷入虚拟变量陷阱，如果一个定性变量有 m 类，则要引入 m 个虚拟变量。 （ F ）8. 在存在异方差情况下，常用的 OLS 法总是高估了估计量的标准差。 （ T ）9. 识别的阶条件仅仅是判别模型是否可识别的必要条件而不是充分条件。 （ T ）10. 如果零假设 H0：B 2=0，在显著性水平 5%下不被拒绝，则认为 B2 一定是 0。 （ F ）二、以一元回归为例叙述普通最小二乘回归的基本原理。(10 分)解：依据题意有如下的一元样本回归模型：tt eXbY21 (1)普通最小二乘原理是使得残差平方和最小，即 21)(miniinttt XbYQ(2)根据微积分求极值的
13、原理，可得 0)(202111 ttb(3)22 ttXbY(4)将(3)和(4)式称为正规方程，求解这两个方程，我们可得到：21iii ii bXYn(5)解得： 221ixybXY其中 yXxiiii,，表示变量与其均值的离差。三、下面是利用 1970-1980 年美国数据得到的回归结果。其中 Y 表示美国咖啡消费（杯/ 日.人） ，X 表示平均零售价格（美元/磅） 。 （15 分） 注： 26.)9(2/t， 28.)10(2/t.0.4)()16.0(75.92 2RbtaseXYtt）（值1. 写空白处的数值啊 a，b。 （0.0114，22.066）2. 对模型中的参数进行显著性检
14、验。3. 解释斜率系数 2B的含义，并给出其 95%的置信区间。解：1. （0.0114，22.066）2. 1的显著性检验： 06.t26.)9(2/t，所以 1B是显著的。2的显著性检验： 4/ ，所以 2是显著的。3. B表示每磅咖啡的平均零售价格每上升 1 美元，每人每天的咖啡消费量减少 0.479 杯。 95.0)(26.)(26.950.).( 22bsebBsebPt2B的 95%的置信区间为： 45.0,5. 0.7979四、若在模型： ttt uXY21中存在下列形式的异方差：32)var(ttXu，你如何估计参数 21,B（10 分）解：对于模型 tttB21（1）存在下列
15、形式的异方差：3)var(，我们可以在(1) 式左右两端同时除以3t，可得ttt tttt vXBuXY3231 332313（2）其中 3ttuv代表误差修正项，可以证明23231)var()var()r( tttttt XuXu即 tv满足同方差的假定，对(2)式使用 OLS，即可得到相应的估计量。五、考虑下面的模型： tttttt uDBBY43210 其中，Y 表示大学教师的年薪收入，X 表示工龄。为了研究大学教师的年薪是否受到性别（男、女） 、学历（本科、硕士、博士）的影响。按照下面的方式引入虚拟变量：（15 分） 其 他， 博 士其 他， 硕 士女 教 师， 男 教 师 0,10,
16、10,1 432DD1. 基准类是什么？2. 解释各系数所代表的含义，并预期各系数的符号。3. 若 34B，你得出什么结论？ 解：1. 基准类为本科女教师。2. 1表示工龄对年薪的影响，即工龄每增加 1 单位，平均而言，年薪将增加 1B个单位。预期符号为正，因为随着年龄的增加，工资应该增加。 2体现了性别差异。3B和 4体现了学历差异，预期符号为正。3. 说明，博士教师的年薪高于硕士教师的年薪。六、什么是自相关？杜宾瓦尔森检验的前提条件和步骤是什么？（15 分）解：自相关，在时间（如时间序列数据）或者空间（如在截面数据中）上按顺序排列的序列的各成员之间存在着相关关系。在计量经济学中指回归模型中
17、随机扰动项之间存在相关关系。用符号表示： jiuEjiji 0),cov(杜宾瓦尔森检验的前提条件为：（1）回归模型包括截距项。（2）变量 X 是非随机变量。（3）扰动项 tu的产生机制是表 示 自 相 关 系 数 ）,1(1ttv上述这个描述机制我们称为一阶自回归模型，通常记为 AR(1)。（4）在回归方程的解释变量中，不包括把因变量的滞后变量。即检验对于自回归模型是不使用的。杜宾瓦尔森检验的步骤为：(1)进行 OLS 的回归并获得 et。(2)计算 d 值。(3)给定样本容量 n 和解释变量 k 的个数，从临界值表中查得 dL 和 dU。(4)根据相应的规则进行判断。七、考虑下面的联立方程
18、模型： ttt uPBQXA21132其中， P， Q是内生变量， X是外生变量， u是随机误差项（15 分）1、求简化形式回归方程？2、判定哪个方程是可识别的（恰好或过度）？3、对可识别方程，你将用哪种方法进行估计，并简述基本过程？ 解 1. 2112322112,BAuvBAvXPtttttt ，其 中 ：（1）21123421343 ,uvvQtttttt ，其 中 ：（2）2. 根据阶判断条件，m = 2,对于第一个方程，k=0，k m-1，所以第一个方程不可识别。对于第二个方程，k=1，k = m-1，所以第二个方程恰好识别。3. 对于恰好识别的方程，可以采用二阶段最小二乘法，也可以
19、使用间接最小二乘法。下面将简单介绍间接最小二乘法的基本过程：步骤 1：从结构方程导出简化方程；步骤 2：对简化方程的每个方程用 OLS 方法回归；步骤 3：利用简化方程系数的估计值求结构方程系数的估计值。 计量经济学试题三答案一、判断正误（20 分）1. 回归分析用来处理一个因变量与另一个或多个自变量之间的因果关系。 （ F ）2. 拟合优度 R2 的值越大，说明样本回归模型对总体回归模型的代表性越强。 （ T ）3. 线性回归是指解释变量和被解释变量之间呈现线性关系。 （ F ）4. 引入虚拟变量后，用普通最小二乘法得到的估计量仍是无偏的。 （ T ）5. 多重共线性是总体的特征。 （ F
20、）6. 任何两个计量经济模型的 2R都是可以比较的。 （ F ）7. 异方差会使 OLS 估计量的标准误差高估，而自相关会使其低估。 （ F ）8. 杜宾瓦尔森检验能够检验出任何形式的自相关。 （ F ）9. 异方差问题总是存在于横截面数据中，而自相关则总是存在于时间序列数据中。 （ F ）10. 内生变量的滞后值仍然是内生变量。 （ F ）二、选择题（20 分）1. 在同一时间不同统计单位的相同统计指标组成的数据组合，是（ D ）A. 原始数据 B. Pool 数据 C. 时间序列数据 D. 截面数据2. 下列模型中属于非线性回归模型的是（ C ）A. uXYln10 B. uZXY210C
21、. D. /3. 半对数模型 l10中，参数 1的含义是（ C ） A. X 的绝对量变化，引起 Y 的绝对量变化B. Y 关于 X 的边际变化 C. X 的相对变化，引起 Y 的期望值绝对量变化 D. Y 关于 X 的弹性4. 模型中其数值由模型本身决定的变量是（ B ）A、外生变量 B、内生变量 C、前定变量 D、滞后变量5. 在模型 tttt uX321的回归分析结果报告中， F统计量的 0.值p，则表明（ C ）A. 解释变量 t对 tY的影响是显著的B. 解释变量 t3对 t的影响是显著的C. 解释变量 t2和 t对 t的联合影响是显著的D. 解释变量 tX和 t3对 tY的联合影响
22、不显著6. 根据样本资料估计人均消费支出 Y 对人均收入 X 的回归模型为 ii XYln75.0.2ln，这表明人均收入每增加1，人均消费支出将增加（ B ）A. 0.2% B. 0.75% C. 2% D. 7.5%7. 如果回归模型违背了同方差假定，最小二乘估计量是（ A ）A. 无偏的，非有效的 B. 有偏的，非有效的C. 无偏的，有效的 D. 有偏的，有效的8. 在回归模型满足 DW 检验的前提条件下，当 d统计量等于 2 时，表明（ C ）A. 存在完全的正自相关 B. 存在完全的负自相关C. 不存在自相关 D. 不能判定9. 将一年四个季度对被解释变量的影响引入到包含截距项的回归
23、模型当中，则需要引入虚拟变量的个数为 （ C ）A. 5 B. 4 C. 3 D. 210. 在联立方程结构模型中，对模型中的每一个随机方程单独使用普通最小二乘法得到的估计参数是（ B ）A. 有偏但一致的 B. 有偏且不一致的 C. 无偏且一致的 D. 无偏但不一致的三、下表给出了三变量模型的回归的结果：（10 分）方差来源 平方和 自由度（d.f） 平方和的均值（MSS）来自回归(ESS) 106.58 2 53.29来自残差(RSS) 1.8 17 0.106总离差(TSS) 108.38 19 注：保留 3 位小数，可以使用计算器。在 5%的显著性水平下，本题的 45.F。1. 完成上
24、表中空白处内容。2. 求 2R与 。3. 利用 F 统计量检验 2X和 3对 Y的联合影响，写出简要步骤。答案： 1. 见题2. 98.0.1562TSE980.17)2.()(2 knR3. 可以利用 F统计量检验 2X和 3对 Y的联合影响。6.501.97/SE（或 )/(12knRF）因为 4， 2和 3对 的联合影响是显著的。四、考虑下面的模型： tttttt uDBBXY43210 其中，Y 表示大学教师的年薪收入，X 表示工龄。为了研究大学教师的年薪是否受到性别、学历的影响。按照下面的方式引入虚拟变量：（10 分） 他他他 0,1,0,1432DD1. 基准类是什么？2. 解释各
25、系数所代表的含义，并预期各系数的符号。3. 若 34B，你得出什么结论？答案：1. 基准类是本科学历的女教师。2. 0表示刚参加工作的本科学历女教师的收入，所以 0B的符号为正。1表示在其他条件不变时，工龄变化一个单位所引起的收入的变化，所以 1B的符号为正。2B表示男教师与女教师的工资差异，所以 2的符号为正。3表示硕士学历与本科学历对工资收入的影响，所以 3的符号为正。4表示博士学历与本科学历对工资收入的影响，所以 4B的符号为正。3. 若 3，说明博士学历的大学教师比硕士学历的大学教师收入要高。五、若在模型： ttt uXBY21中存在下列形式的异方差：32)(ttXuVar，你如何估计参数 21,B（10 分）答案：使用加权最小二乘法估计模型中的参数 1B， 2。在模型 ttt21的两边同时除以3tX，我们有：
