《计量经济学》补充练习题1

1.计量经济学模型：揭示经济现象中客观存在的因果关系,主要采用回归分析方法的经济数学模型;2.参数估计的无偏性：它的均值或期望值是否等于总体的真实值;3.参数估计量的有效性：它是否在所有线性无偏估计量中具有最小方差; 估计量的期望方差越大说明用其估计值代表相应真值的有效性越差；否则越好,越有效;不同的估计量具有不同的方差,方差最小说明最有效;4.序列相关：即模型的随即干扰项违背了相互独立的基本假设;5.工具变量：在模型估计过程中被作为工具使用,以替代与随即干扰项相关的随机解释变量;6.结构式模型：根据经济理论和行为规律建立的描述经济变量之间直接关系结构的计量经济学方程系统;7．内生变量：具有某种概率分布的随机变量,它的参数是联立方程系统估计的元素,内生变量是由模型系统决定的,同时也对模型系统产生影响;内生变量一般都是经济变量;8.异方差：对于不同的样本点,随机干扰项的方差不再是常数,而是互不相同,则认为出现了异方差性;9. 回归分析 ：研究一个变量关于另一个些变量的依赖关系的计算方法和理论 ;其目的在于通过后者的已知或设定值,去估计和预测前者的总体均值;前一变量称为被解释变量或应变量,后一变量称为解释变量或自变量;1．下列不属于．．．线性回归模型经典假设的条件是 A A ．被解释变量确定性变量,不是随机变量;B ．随机扰动项服从均值为0,方差恒定,且协方差为0;C ．随机扰动项服从正态分布;D ．解释变量之间不存在多重共线性;2．参数β的估计量βˆ具备有效性是指 BA ．0)ˆ(=βVarB ．)ˆ(βVar 为最小C ．0)ˆ(=-ββED ． )ˆ(ββ-E 为最小 3．设Q 为居民的猪肉需求量,I 为居民收入,PP 为猪肉价格,PB 为牛肉价格,且牛肉和猪肉是替代商品,则建立如下的计量经济学模型：iB i P i i t P P I Q μαααα++++=3210 根据理论预期,上述计量经济学模型中的估计参数1ˆα、2ˆα和3ˆα应该是 CA ．1ˆα<0,2ˆα<0,0ˆ3>αB ．1ˆα<0,2ˆα>0,0ˆ3<αC ．1ˆα>0,2ˆα<0,0ˆ3>αD ．1ˆα>0,2ˆα>0,0ˆ3<α 4．利用OLS 估计模型ii i X Y μαα++=10求得的样本回归线,下列哪些结论是不正确的DA ．样本回归线通过Y X ,点B ．∑i μˆ=0C ．YY ˆ= D ．i i X Y 10ˆˆαα+=5．用一组有20个观测值的样本估计模型i i i X Y μββ++=10后,在的显着性水平下对1ˆβ的显着性作t 检验,则1β显着地不等于零的条件是t 统计量绝对值大于 DA. 20B. 20C. 18D. 186．对模型i i i i X X Y μβββ+++=22110进行总体线性显着性检验的原假设是 CA ．0210===βββB ．0=j β,其中2,1,0=jC ．021==ββD ．0=j β,其中2,1=j7.对于如下的回归模型ii i X Y μαα++=ln ln 10中,参数1α的含义是 DA ．X 的相对变化,引起Y 的期望值的绝对变化量B ．Y 关于X 的边际变化率C ．X 的绝对量发生一定变动时,引起Y 的相对变化率D ．Y 关于X 的弹性 8.如果回归模型为背了无序列相关的假定,则OLS 估计量 AA ．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 9. 下列检验方法中,不能用来检验异方差的是 DA ．格里瑟检验B ．戈德菲尔德-匡特检验C ．怀特检验D ．杜宾-沃森检验 10．在对多元线性回归模型进行检验时,发现各参数估计量的t 检验值都很低,但模型的拟合优度很高且F 检验显着,这说明模型很可能存在 CA ．方差非齐性B ．序列相关性C ．多重共线性D ．模型设定误差11.包含截距项的回归模型中包含一个定性变量,且这个定性变量有3种特征,则,如果我们在回归模型中纳入3个虚拟变量将会导致模型出现 AA ．序列相关B ．异方差C ．完全共线性D ．随机解释变量 12.下列条件中,哪条不是有效的工具变量需要满足的条件 BA ．与随机解释变量高度相关B ．与被解释变量高度相关C ．与其它解释变量之间不存在多重共线性D ．与随机误差项不同期相关13．当模型中存在随机解释变量时,OLS 估计参数仍然是无偏的要求 AA ．随机解释变量与随机误差项独立B ．随机解释变量与随机误差项同期不相关,而异期相关C ．随机解释变量与随机误差项同期相关D ．不论哪种情况,OLS 估计量都是有偏的14．在分布滞后模型tt t t X X Y μβββ+++=-1210中,解释变量对被解释变量的长期影响乘数为 CA. 1βB. 2βC. 21ββ+D ．210βββ++15．在联立方程模型中,外生变量共有多少个 BA. 1B. 2C. 3D. 41．普通最小二乘法确定一元线性回归模型i i i e X Y ++=10ˆˆββ的参数0ˆβ和1ˆβ的准则是使 BA ．∑ei 最小B ．∑e i2最小C ．∑e i 最大D ．∑e i2最大2、普通最小二乘法OLS 要求模型误差项i μ满足某些基本假定;下列不正确的是 BA ．01=∑i n μ B ．22)(σμ=i EC ．ji E j i ≠=,0)(μμD ．),0(~2σμN i3．调整后的判定系数2R 与判定系数R2的关系是k 是待估参数的个数 B A ．2R =1-1-2R k n 1n -- B ．2R =1-1-R 2k n 1n -- C ．2R =1-R 2k n 1n-- D. 2R =1-2R k n 1n--4．在含有截距项的二元线性回归模型中随机误差项的无偏估计量是 D A ．ne 2i ∑B ．1n e 2i -∑C ．2n e 2i -∑D ．3n e 2i -∑5．设OLS 法得到的样本回归直线为i i i e X Y ++=10ˆˆββ,以下说法不正确的是 D A ．∑=0i eB ．),(Y X 落在回归直线上C ．YY ˆ= D ．0),(≠i i e X Cov6．根据样本资料估计得到如下的人均产出Y 对人均资本存量K 的样本回归模型:∧∧+=i i K Y ln 7.05ln ;这表明人均资本存量每增加1％,人均产出预期将增加 BA. 0.3%B. %C. 3%D. 7%7. 设M 为货币需求量,Y 为收入水平,r 为利率;根据凯恩斯流动性偏好理论,建立如下的货币需求计量经济学模型：tt t t r Y M μααα+++=210 根据理论预期,上述计量经济学模型中的估计参数1ˆα和2ˆα应该是 C A ．1ˆα<0,2ˆα<0 B ．1ˆα<0,2ˆα>0 C ．1ˆα>0,2ˆα<0 D ．1ˆα>0,2ˆα>0 8. 逐步回归法既可检验又可修正 DA ．异方差性 B.自相关性 C ．随机解释变量 D.多重共线性 9. 怀特检验方法可以检验 CA ．多重共线性B ．自相关性C ．异方差性D ．随机解释变量10. DW 检验中,存在负自相关的区域是 AA ．4-dL<DW 值<4B ．0< DW 值<dLC ．du< DW 值<4-duD ．dL< DW 值<du,4-du< DW 值<4-dL11.没有截距项的回归模型中包含一个定性变量,并且这个变量有三种特征,则回归模型中需引入 CA ．一个虚拟变量B ．二个虚拟变量C ．三个虚拟变量D ．四个虚拟变量12.工具变量法可以用来克服 BA ．多重共线性B ．随机解释变量C ．自相关D ．异方差13．如果回归模型为背了同方差的假定,则OLS 估计量 AA ．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 14. 在有限分布滞后模型Yt=+中,长期影响乘数是 DA.0.6B.0.5C. 在联立方程模型中,不属于外生变量的前定变量共有多少个 AA. 1B. 2C. 3D. 41．现有2008年中国31个省自治区、直辖市的居民收入Y 和居民消费支出X 数据;如果我们以上述样本数据来估计中国居民的消费函数,问：怎样设定回归方程来能够完全捕捉到中国东部、中部和西部地区居民消费函数的差异2．有如下的计量经济学模型：i i i X Y μββ++=10,且)()(i i X f Var =μ;请问上述计量经济学模型违背了哪条经典假设我们应该如何修正上述模型3．对于如下的有限分布滞后模型：t i t i i t X Y μβα++=-=∑60,我们在估计这样的模型时,面临着哪些主要的困难请你说明有哪些方法可以克服上述困难 4、有如下的联立方程模型：⎪⎩⎪⎨⎧++=+++=+++=-t t t tt t t t t t t t GI C Y r Y I C Y C 231011210μβββμααα 其中,C —消费；I —投资；Y —总收入；r —利率；G —政府支出;请写出上述联立方程模型的结构式参数矩阵;1．考虑如下过原点的线性回归：i i i i e X X Y ++=2211ˆˆββ;对上述模型,是否仍然能够得到如下的结论：∑∑∑===0021iiiiiXe Xe e2．在如下的计量经济学模型中：t t t X Y μββ++=10,存在t t t ερμμ+=-1,请问如何修正上述计量模型才能使得其系数的OLS 估计量具有BLUE 的性质;3．有如下的消费计量模型:ii i Y S μββ++=10其中iS 为居民储蓄,iY 为居民收入;如果农村居民和城镇居民的边际储蓄倾向是不同的,则我们应该如何修正上述模型;4．请将如下的随机生产函数i e L K A Y i i i i μβα=转化为线性的计量经济学模型,并说明参数α和β的经济意义;1．下面的数据是对X 和Y 的观察值得到的：∑=503.285iY ,∑=790.118iX,∑=314.1089i i X Y ,893.26632=∑i Y750.4922=∑iX；∑-=708.4i i y x ,∑=556.372i x ,∑=477.342i y其中i i y x ,分别为i i Y X ,的离差；观测值个数为31;问：（1） 用普通最小二乘法计算完成如下二元线性回归模型的参数估计i i i X Y μββ++=10（2） 求拟合优度R 2 （3） 在的显着性水平下检验估计参数是否显着 （4） 求出0β和1β在置信度下的置信区间 附:699.1)29(,045.2)29(;697.1)30(,042.2)30(05.0025.005.0025.0====t t t t2．现有2006年中国31个省自治区、直辖市的火灾经济损失Y 单位：亿元和保费收入X 单位：亿元的数据;我们的目的是估计中国的保费收入对火灾经济损失的影响,因此,我们建立了如下的回归方程：i i i X Y μββ++=ln ln 10进一步的,我们借助Eviews 软件完成了上述回归方程的估计,Eviews 软件的输出结果如下：Method: Least Squares Sample: 1 31 Included observations: 31Variable Coeffici ent Std. Error t-Statistic Prob.CLNXR-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat ProbF-statistic问：1将上述结果中的空缺处补充完整保留3位小数 2写出样本回归函数保留3位小数3解释估计系数1ˆβ的经济含义 4分析上述估计结果是否符合理论预期为什么2、考察如下的联立方程模型：⎪⎩⎪⎨⎧++=++=+++=-t t t ttt t t t t t GI C Y Y I C Y C 21011210μββμααα C —消费；I —投资；Y —总收入；r —利率；G —政府支出; 1) 写出上述联立方程模型的简化式模型并表述为矩阵形式4分2) 用矩阵的形式表达出上述联立方程模型的结构式参数矩阵与简化式参数矩阵间的关系6分3) 消费方程是否可以识别如果其是可识别的,请问可用哪些方法估计5分。

计量经济学全部答案（庞浩）第二版 第二章练习题及参考解答2.1 为研究中国的货币供应量(以货币与准货币M2表示)与国内生产总值(GDP)的相互依存关系，分析表中1990年—2007年中国货币供应量（M2）和国内生产总值（GDP ）的有关数据:表2.9 1990年—2007年中国货币供应量和国内生产总值(单位:亿元)资料来源:中国统计年鉴2008,中国统计出版社对货币供应量与国内生产总值作相关分析，并说明相关分析结果的经济意义。

练习题2.1 参考解答:计算中国货币供应量(以货币与准货币M2表示)与国内生产总值(GDP)的相关系数为:计算方法: XY n X Y X Y r -=或 ,()()X Y X X Y Y r --=计算结果:M2GDPM210.996426148646GDP 0.996426148646 1经济意义: 这说明中国货币供应量与国内生产总值(GDP)的线性相关系数为0.996426,线性相关程度相当高。

2.2 为研究美国软饮料公司的广告费用X与销售数量Y的关系,分析七种主要品牌软饮料公司的有关数据表2.10 美国软饮料公司广告费用与销售数量资料来源:(美) Anderson D R等. 商务与经济统计.机械工业出版社.1998. 405绘制美国软饮料公司广告费用与销售数量的相关图, 并计算相关系数，分析其相关程度。

能否在此基础上建立回归模型作回归分析？练习题2.2参考解答美国软饮料公司的广告费用X与销售数量Y的散点图为说明美国软饮料公司的广告费用X与销售数量Y正线性相关。

若以销售数量Y 为被解释变量,以广告费用X 为解释变量,可建立线性回归模型 i i i u X Y ++=21ββ 利用EViews 估计其参数结果为经t 检验表明, 广告费用X 对美国软饮料公司的销售数量Y 确有显著影响。

回归结果表明，广告费用X 每增加1百万美元, 平均说来软饮料公司的销售数量将增加14.40359(百万箱)。

计量经济学习题（五、六章）一、填空题（每空2分）1．五项古典假定中的第二条——随机扰动项的方差等于常数的假定被破坏，而其余四项古典假定均满足，则称出现了。

2．通常若出现违反基本假定时，将数据先取对数再进行最小二乘法估计，因为对数据进行对数变换可以减少和自相关的程度。

3．用来消除异方差的最小二乘法称其为最小二乘法。

4．五项古典假定中的第条——随机扰动项之间逐次不相关的假定被破坏，而其余四项古典假定均满足，则称出现了。

5.回归模型中具有异方差性时，仍用OLS估计模型，则参数估计值是。

6．在DW检验中，当d统计量为4时，表明。

7．在DW检验中，不能判定的区域是。

8．DW是用于检验的9．加权最小二乘法是最小二乘法的一个特例10．已知样本回归模型残差的一阶自相关系数近于0，则DW统计量近似等于。

二、名词解释：（每题4分）1.异方差性；2．序列相关性；3.差分法；4．广义最小二乘法；5．加权最小二乘法6科克伦-奥克特迭的代法三、单项选择题：（每小题2分）1．利用德宾h检验自回归模型扰动项的自相关性时，下列命题正确的是（）A.德宾h检验只适用一阶自回归模型B.德宾h检验适用任意阶的自回归模型C.德宾h统计量渐进服从t分布D.德宾h检验可以用于小样本问题2．已知样本回归模型残差的一阶自相关系数近于1，则DW统计量近似等于（）A.0B.1C.2D.43．更容易产生异方差的数据为（）A.时序数据B.平均数据C.横截面数据D.年度数据4．在修正异方差的方法中，不正确的是（）A.加权最小二乘法B.对原模型变换的方法C.对模型的对数变换法D.两阶段最小二乘法5．Goldfeld-Quandt检验法可用于检验（）A.异方差性B.多重共线性C.序列相关D.设定误差6．在DW检验中，当d统计量为4时，表明（）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7．下列说法正确的是（）A.序列自相关是样本现象B.序列自相关是一种随机误差现象C.序列自相关是总体现象D.截面数据更易产生序列自相关8．多元线性回归模型中，发现各参数估计量的t值都不显著，但模型的2R或2R却很大，F值也很显著，这说明模型存在（）A.异方差性B.多重共线性C.序列相关D.设定误差9．在下列引起序列自相关的原因中，不正确的是（）A.经济变量具有惯性作用B.经济行为的滞后C.设定偏误D.解释变量之间的共线性10．对自回归模型进行自相关检验时，下列说法正确的有（） A．使用DW检验有效B．使用DW检验时，DW值往往趋近于0C．使用DW检验时，DW值往往趋近于2D．使用DW检验时，DW值往往趋近于411．下列说法不正确的是（）A．异方差是一种随机误差现象B．异方差产生的原因有设定误差C．检验异方差的方法有加权是小二乘法D．修正异方差的方法有加权最小二乘法12．在模型有异方差的情况下，常用的补救措施是（ ）A.广义差分法B.工具变量法C.逐步回归法D.加权最小二乘法13．在DW 检验中，不能判定的区域是（ ）A. 0﹤d ﹤l d , 4-l d ﹤d ﹤4B. du ﹤d ﹤4- duC. l d ﹤d ﹤du , 4-du ﹤d ﹤4-l dD. 上述都不对14．在修正序列自相关的方法中，不正确的是（ ）A.广义差分法B.普通最小二乘法C.一阶差分法D. Durbin 两步法15．加权最小二乘法是（ ）的一个特例A.广义差分法B.普通最小二乘法C.广义最小二乘法D.两阶段最小二乘法16．ARCH 检验方法主要用于检验（ ）A ．异方差性 B. 自相关性C ．随机解释变量 D. 多重共线性17．广义差分法是对( )用最小二乘法估计其参数。

第二章例．1(p24)（1）表中E(Y|X=800)即条件均值的求法，将数据直接复制到stata 中。

程序：sum y if x==800程序：程序：（2）图的做法： 程序：twoway(scatter y x )(lfit y x ),title("不同可支配收入水平组家庭消费支出的条件分布图")xtitle("每月可支配收入（元）")ytitle("每月消费支出（元）")xtick(500(500)4000)ytick(0(500)3500)、例．1（p37）将数据直接复制到stata中程序：（1）total xiyixiyi 4974750 1507821 1563822 8385678Total Std. Err. [95% Conf. Interval]return listscalars:-r(skip) = 0r(first) = 1r(k_term) = 0r(k_operator) = 0r(k) = 0r(k_level) = 0r(output) = 1r(b) = 4974750r(se) =g a=r(b) in 1#Scatter表示散点图选项，lfit表示回归线，title表示题目，xtick表示刻度，（500（500）4000）分别表示起始刻度，中间数表示以单位刻度，4000表示最后的刻度。

要注意的是命令中的符号都要用英文字符，否则命令无效。

这个图可以直接复制的，但是由于我的软件出问题，只能直接剪切，所以影响清晰度。

Total表示求和，return list命令可以引用其中的数据，接下来在第一列生成一个新的变量代表xiyi的和，同样生成一个b代表xi平方的，a除以b即可得到batatotal xi2return listg b=r(b) in 1di a/b.67(2)mean Yigen m=r(b) in 1mean Xi(g n=r(b) in 1di m-n*由此得到回归方程：Y=+例．2(p53)程序：（1）回归reg y x（2） >（3） 求X 的样本均值和样本方差:mean xx 11363.69 591.7041 10155.27 12572.11 Mean Std. Err. [95% Conf. Interval] Mean estimation Number of obs = 31sum x ,d （d 表示detail 的省略，这个命令会产生更多的信息）99% 20667.91 20667.91 Kurtosis 4.73926795% 19977.52 19977.52 Skewness 1.69197390% 16015.58 18265.1 Variance 1.09e+0775% 12192.24 16015.58Largest Std. Dev. 3294.46950% 9898.75 Mean 11363.6925% 9267.7 9000.35 Sum of Wgt. 3110% 9000.35 8941.08 Obs 31 5% 8920.59 8920.591% 8871.27 8871.27 Percentiles Smallest xdi r(Var)（特别注意Var 的大小写）例（P56） （1）reg Y X>Source SS df MS Number of obs = 29 F( 1, 27) = 2214.60 Model 2.4819e+09 1 2.4819e+09 Prob > F = 0.0000 Residual 30259023.9 27 1120704.59 R-squared = 0.9880 Adj R-squared = 0.9875 Total 2.5122e+09 28 89720219.8 Root MSE = 1058.6 Y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]X .4375268 .0092973 47.06 0.000 .4184503 .4566033 _cons 2091.295 334.987 6.24 0.000 1403.959 2778.632（2）图的绘制：twoway (line Y X year),title("中国居民可支配总收入X与消费总支出Y 的变动图")~第三章例（p72）reg Y X1 X2&Source SS df MS Number of obs = 31F( 2, 28) = 560.57Model 166971988 2 83485994.2 Prob > F = 0.0000Residual 4170092.27 28 148931.867 R-squared = 0.9756Adj R-squared = 0.9739Total 171142081 30 5704736.02 Root MSE = 385.92Y Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]X1 .5556438 .0753076 7.38 0.000 .4013831 .7099046X2 .2500854 .1136343 2.20 0.036 .0173161 .4828547_cons 143.3266 260.4032 0.55 0.586 -390.0851 676.7383例．1（p85）g lnP1=ln(P1)g lnP0=ln(P0)g lnQ=ln(Q)g lnX=ln(X)Source SS df MS Number of obs = 22 F( 3, 18) = 258.84 Model .765670868 3 .255223623 Prob > F = 0.0000 Residual .017748183 18 .00098601 R-squared = 0.9773 Adj R-squared = 0.9736 Total .783419051 21 .037305669 Root MSE = .0314 lnQ Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]lnX .5399167 .0365299 14.78 0.000 .4631703 .6166631 lnP1 -.2580119 .1781856 -1.45 0.165 -.632366 .1163422 lnP0 -.2885609 .2051844 -1.41 0.177 -.7196373 .1425155 _cons 5.53195 .0931071 59.41 0.000 5.336339 5.727561 drop lnX lnP1 lnP0g lnXP0=ln(X/P0)g lnP1P0=ln(P1/P0)？reg lnQ lnXP0 lnP1P0Source SS df MS Number of obs = 22F( 2, 19) = 408.93Model .765632331 2 .382816165 Prob > F = 0.0000Residual .01778672 19 .000936143 R-squared = 0.9773Adj R-squared = 0.9749Total .783419051 21 .037305669 Root MSE = .0306lnQ Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]lnXP0 .5344394 .0231984 23.04 0.000 .4858846 .5829942lnP1P0 -.2753473 .1511432 -1.82 0.084 -.5916936 .040999_cons 5.524569 .0831077 66.47 0.000 5.350622 5.698515练习题13（p105）g lnY=ln(Y)g lnK=ln(K)g lnL=ln(L)reg lnY lnK lnLSource SS df MS Number of obs = 31 F( 2, 28) = 59.66 Model 21.6049266 2 10.8024633 Prob > F = 0.0000 Residual 5.07030244 28 .18108223 R-squared = 0.8099 Adj R-squared = 0.7963 Total 26.6752291 30 .889174303 Root MSE = .42554 lnY Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]lnK .6092356 .1763779 3.45 0.002 .2479419 .9705293 lnL .3607965 .2015915 1.79 0.084 -.0521449 .7737378 _cons 1.153994 .7276114 1.59 0.124 -.33645 2.644439第二问：test b_[lnk]+b_[lnl]==1*第四章￥例．4 (P116)（1）回归g lnY=ln(Y)g lnX1=ln(X1)g lnX2=ln(X2)reg lnY lnX1 lnX2Source SS df MS Number of obs = 31 F( 2, 28) = 49.60 Model 2.9609923 2 1.48049615 Prob > F = 0.0000 Residual .835744123 28 .029848004 R-squared = 0.7799 Adj R-squared = 0.7642 Total 3.79673642 30 .126557881 Root MSE = .17277 lnY Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]lnX1 .1502137 .1085379 1.38 0.177 -.072116 .3725435 lnX2 .4774534 .0515951 9.25 0.000 .3717657 .5831412 _cons 3.266068 1.041591 3.14 0.004 1.132465 5.39967于是得到方程：lnY=++（2）绘制参差图："predict e, residg ei2=e^2scatter ei2 lnX2,title("图异方差性检验图")xtick(6ytick(0predict在回归结束后，需要对拟合值以及残差进行分析，需要使用此命令。

练习题2.1表2.9中是中国历年国内旅游总花费（Y）、国内生产总值（X1）、铁路里程（X2）、公路里程数据（X3）的数据。

表2.7 中国历年国内旅游总花费、国内生产总值、铁路里程、公路里程数据资料来源：中国统计年鉴（1）分别建立线性回归模型，分析中国国内旅游总花费与国内生产总值、铁路里程、公路里程数据的数量关系。

（2）对所建立的回归模型进行检验，对几个模型估计检验结果进行比较。

【练习题2.1参考解答】（1）分别建立亿元线性回归模型建立y与x1的数量关系如下：建立y与x2的数量关系如下：建立y与x3的数量关系如下：（2）对所建立的回归模型进行检验，对几个模型估计检验结果进行比较。

关于中国国内旅游总花费与国内生产总值模型，由上可知，，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。

对于回归系数的t检验：，对斜率系数的显著性检验表明，GDP 对中国国内旅游总花费有显著影响。

同理：关于中国国内旅游总花费与铁路里程模型，由上可知，，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。

对于回归系数的t检验：，对斜率系数的显著性检验表明，铁路里程对中国国内旅游总花费有显著影响。

关于中国国内旅游总花费与公路里程模型，由上可知，，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。

对于回归系数的t检验：，对斜率系数的显著性检验表明，公路里程对中国国内旅游总花费有显著影响。

2.2为了研究浙江省一般预算总收入与地区生产总值的关系,由浙江省统计年鉴得到如表2.8所示的数据。

年份一般预算总收入(亿元)地区生产总值(亿元)年份一般预算总收入(亿元)地区生产总值(亿元)Y X Y X 197827.45123.721998 401.80 5052.62 197925.87157.751999 477.40 5443.92198031.13179.922000 658.42 6141.03 198134.34204.862001 917.76 6898.34 198236.64234.012002 1166.58 8003.67 198341.79257.092003 1468.89 9705.02 198446.67323.252004 1805.16 11648.70 198558.25429.162005 2115.36 13417.68 198668.61502.472006 2567.66 15718.47 198776.36606.992007 3239.89 18753.73 198885.55770.252008 3730.06 21462.69 198998.21849.442009 4122.04 22998.24 1990101.59904.692010 4895.41 27747.65 1991108.941089.332011 5925.00 32363.38 1992118.361375.702012 6408.49 34739.13 1993166.641925.912013 6908.41 37756.58 1994209.392689.282014 7421.70 40173.03 1995 248.50 3557.55 2015 8549.47 42886.49 1996 291.75 4188.53 2016 9225.07 47251.36 1997 340.52 4686.11(1)建立浙江省一般预算收入与全省地区生产总值的计量经济模型,估计模型的参数,检验模型的显著性,用规范的形式写出估计检验结果,并解释所估计参数的经济意义(2)如果2017年，浙江省地区生产总值为52000亿元，比上年增长10%,利用计量经济模型对浙江省2017年的一般预算收入做出点预测和区间预测(3)建立浙江省一般预算收入的对数与地区生产总值对数的计量经济模型,估计模型的参数,检验模型的显著性,并解释所估计参数的经济意义。

第二章练习题及参考解答2.1表2.9中是1992年亚洲各国人均寿命（Y）、按购买力平价计算的人均GDP（X1）、成人识字率（X2）、一岁儿童疫苗接种率（X3）的数据（1）分别分析各国人均寿命与人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率的数量关系。

（2）对所建立的回归模型进行检验。

【练习题2.1 参考解答】（1）分别设定简单线性回归模型，分析各国人均寿命与人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率的数量关系:1)人均寿命与人均GDP 关系Y i 1 2 X1i u i估计检验结果:2)人均寿命与成人识字率关系3)人均寿命与一岁儿童疫苗接种率关系（2）对所建立的多个回归模型进行检验由人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率分别对人均寿命回归结果的参数t 检验值均明确大于其临界值,而且从对应的P 值看,均小于0.05,所以人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率分别对人均寿命都有显著影响.（3）分析对比各个简单线性回归模型人均寿命与人均GDP 回归的可决系数为0.5261 人均寿命与成人识字率回归的可决系数为0.7168 人均寿命与一岁儿童疫苗接种率的可决系数为0.5379相对说来,人均寿命由成人识字率作出解释的比重更大一些2.2为了研究浙江省财政预算收入与全省生产总值的关系,由浙江省统计年鉴得到以下数据:的显著性,用规范的形式写出估计检验结果,并解释所估计参数的经济意义(2)如果2011 年，全省生产总值为32000 亿元，比上年增长9.0%,利用计量经济模型对浙江省2011 年的财政预算收入做出点预测和区间预测(3)建立浙江省财政预算收入对数与全省生产总值对数的计量经济模型,. 估计模型的参数,检验模型的显著性,并解释所估计参数的经济意义【练习题2.2 参考解答】建议学生独立完成2.3 由12对观测值估计得消费函数为：（1）消费支出C的点预测值；（2）在95%的置信概率下消费支出C平均值的预测区间。

第二章练习题及参考解答表中是1992年亚洲各国人均寿命（Y）、按购买力平价计算的人均GDP（X1）、成人识字率（X2）、一岁儿童疫苗接种率（X3）的数据表亚洲各国人均寿命、人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率数据（1）分别分析各国人均寿命与人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率的数量关系。

（2）对所建立的回归模型进行检验。

【练习题参考解答】（1）分别设定简单线性回归模型，分析各国人均寿命与人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率的数量关系:1)人均寿命与人均GDP 关系Y i 1 2 X1i u i估计检验结果:2)人均寿命与成人识字率关系3)人均寿命与一岁儿童疫苗接种率关系（2）对所建立的多个回归模型进行检验由人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率分别对人均寿命回归结果的参数t 检验值均明确大于其临界值,而且从对应的P 值看,均小于,所以人均GDP、成人识字率、一岁儿童疫苗接种率分别对人均寿命都有显着影响.（3）分析对比各个简单线性回归模型人均寿命与人均GDP 回归的可决系数为人均寿命与成人识字率回归的可决系数为人均寿命与一岁儿童疫苗接种率的可决系数为相对说来,人均寿命由成人识字率作出解释的比重更大一些为了研究浙江省财政预算收入与全省生产总值的关系,由浙江省统计年鉴得到以下数据:表浙江省财政预算收入与全省生产总值数据的显着性,用规范的形式写出估计检验结果,并解释所估计参数的经济意义(2)如果2011 年，全省生产总值为32000 亿元，比上年增长%,利用计量经济模型对浙江省2011 年的财政预算收入做出点预测和区间预测(3)建立浙江省财政预算收入对数与全省生产总值对数的计量经济模型,. 估计模型的参数,检验模型的显着性,并解释所估计参数的经济意义【练习题参考解答】建议学生独立完成由12对观测值估计得消费函数为：（1）消费支出C的点预测值；（2）在95%的置信概率下消费支出C平均值的预测区间。

计量经济学经典习题参考答案第⼀章练习题：⼀、选择题：1.下⾯属于截⾯数据的是：（ D ）A. 1991—2003年各年某地区20个乡镇的平均⼯业产值。

B. 1991—2003年各年某地区20个乡镇的各镇⼯业产值。

C. 某年某地区20个乡镇⼯业产值的合计数。

D. 某年某地区20个乡镇各镇的⼯业产值。

2.⼀个模型⽤于预测前必须经过的检验有：（ ABCD ） A. 经济准则检验。

B. 统计检验。

C. 计量经济学准则检验。

D. 模型预测检验。

E. 实践检验。

3.对计量经济模型的统计准则检验包括：（ BDE ） A.估计标准误差评价。

B.拟合优度检验。

C.预测误差程度评价。

D.总体线性关系显著性检验。

E.单个回归系数的显著性检验。

4.对计量经济模型的计量经济学准则检验包括：（ BCE ） A.误差程度检验。

B. 异⽅差检验。

C. 序列相关性检验。

D.超⼀致性检验E.多重共线性检验。

5.计量经济分析⼯作的四个步骤是：（BCDE ） A.理论研究。

B. 设定模型。

C. 估计参数。

D.检验模型. E.应⽤模型。

⼆、简答题：1.下⾯设计的计量经济模型是否合理，为什么？（不合理，GDP 在这⾥是定义⽅程）µ+?+=∑=i 31i iGDP ba GDP，其中，i GDP 是第⼀产业、第⼆产业和第三产业增加值。

µ为随机误差项。

第⼆章练习题⼀、选择题：1.变量之间的关系可以分为两⼤类，它们是：（ A ）A.函数关系和相关关系B.线性相关关系和⾮线性相关关系C.正相关关系和负相关关系D.简单相关关系和复杂相关关系 2.相关关系是指：（ D ）A.变量间的⾮独⽴关系B.变量间的因果关系C.变量间的函数关系D.变量间的不确定的依存关系3.进⾏相关分析时，假定相关的两个变量（ A ）A. 都是随机变量B.都不是随机变量C. ⼀个是随机变量，⼀个不是随机变量D. 随机的或⾮随机都可以4.参数β的估计量β具有有效性是指（ B ） A. ()0var =βB. ()β?var 为最⼩ C. ()0=-ββD. ()ββ-?为最⼩ 5.对于ii 10i e X β?β?Y ++=，以σ?表⽰估计标准误差，i Y ?表⽰回归值。

《计量经济学》总复习练习题《计量经济学》总复习练习题⼀、单项选择题1. 同⼀统计指标按时间顺序记录的数据列称为（）。

A.横截⾯数据B.时间序列数据C.⾯板数据D.纵列数据 2. ⽤于检验序列⼀阶⾃相关的DW 统计量的取值范围是( )。

A.0≤DW ≤1B.－1≤DW ≤1C.－2≤DW ≤2D.0≤DW ≤43．在⼀元线性回归模型u X Y +=α中，参数α的OLS 的估计公式为（）A ．∑∑=2i ii X Y X αB. ∑∑∑∑∑--=22)(?ii iii i X Xn Y X Y X n αC. X Y -=αD. X Y =α? 4．在多元线性回归模型εααα++++=k k X X Y 110中，在满⾜经典基本假定的前提下，参数j α的OLS 估计量的⽅差为jj j C Var 2)?(σα=，其中jjC 应等于（）A ．矩阵1)(-?X X '中第j ⾏第j 列的元素D ．矩阵Y X X X ''1)(-?中第j ⾏第j 列的元素5. 在经典计量经济模型中, ⼀般假定 ( ) 是具有特定概率分布的随机变量。

A. 虚拟变量B. 外⽣变量C. 被解释变量D. 前定变量 6. 容易使所设定的模型产⽣异⽅差性的样本数据是 ( )A. 年度数据B. 统计数据C. 横截⾯数据D. 时间序列数据 7. 参数估计量β?的线性性是指参数估计量具有( )的性质。

A. ii Y k ∑=βB. i i Y X =β?C. ),(?ii Y X f =β D. Y X X)(X T 1T -=β? 8. 在线性回归模型中，若解释变量1X 和2X 的观测值成⽐例，既有21kX X =，其中k 为⾮零常数，则表明模型中存在（）。

A.异⽅差性B.多重共线性C.序列相关D.线性性9. 在多元线性回归模型中，若某个解释变量对其余解释变量回归的判定系数接近于1，则表明模型中存在（）。

A.多重共线性B.异⽅差性C.序列相关D.⾼拟合优度 10. 总体平⽅和TSS 、残差平⽅和RSS 与回归平⽅和ESS 三者的关系是（）。