研究生计量经济学模拟试题及答案

研究生计量经济学模拟试题及答案

Revised by BLUE on the afternoon of December 12,2020. 暨 南 大 学 考 试 试 卷

得分 评阅人 一、单项选择题（将正确的选项填在括号内，共10小题，每小题2分，共20分）

1．某商品需求函数为iiiuxbby10，其中y为需求量，x为价格。为了考虑“地区”（农村、城市）和“季节”（春、夏、秋、冬）两个因素的影响，拟引入虚拟变量，则应引入虚拟变量的个数为【 B 】

A 2 B 4 C 5 D 6

2．假设某需求函数为iiiuxbby10，为了考虑“季节”因素（春、夏、秋、冬四个不同的状态），引入4个虚拟变量形式形成截距变动模型，则模型的【 D 】

A 参数估计量将达到最大精度 B 参数估计量是有偏估计量

C 参数估计量是非一致估计量 D 参数将无法估计

3．设y表示居民的消费支出，x表示居民的可支配收入，二者之间的真实关系可表示为【 C 】 教

师

填

写 20010 - 2011 学年度第___1______学期

课程名称：_______计量经济学_____

授课教师姓名：____________

考试时间:__2011__年__1__月 _日 课程类别

必修[√] 选修[ ]

考试方式

开卷[ ] 闭卷[√ ]

考

生

填

写

学院(校) 专业

班(级)

姓名 学号

题 号 一 二 三 四 五 六 七 八 九 十 总 分

得 分 A ttxy10ˆˆˆ B Ettxy10)(

C ()tttyfxu D ttxy10

4．下面属于时间序列数据的是【 A 】

A 1991-2003年各年某地区20个镇的平均工业产值

B 1991-2003年各年某地区20个镇的各镇工业产值

C 某年某地区20个镇工业产值的合计数

D 某年某地区20个镇各镇工业产值

5．经验认为，某个解释变量与其他解释变量间多重共线性严重的情况是这个解释变量的VIF【 C 】

A 大于1 B 小于1

C 大于10 D 小于10

6．下列哪种方法不是检验异方差的方法【 D 】

A戈德菲尔特——匡特检验

B怀特检验

C 戈里瑟检验

D方差膨胀因子检验

7．令1ˆ和2ˆ是参数的两个无偏的估计量，它们互相独立，其方差分别为2和4。要使得2211ˆˆˆcc是参数的无偏的方差最小的估计量，则【 C 】

A 4/14/321cc B 9/15/121cc

C 3/13/221cc D 5/37/421cc

8．如果模型包含有随机解释变量，且与随机误差项不独立也不线性相关，则普通最小二乘估计量和工具变量估计量都是【 C 】

A无偏估计量 B 有效估计量

C一致估计量 D 最佳线性无偏估计量

9．在小样本情况下，对回归模型tttuxy10进行统计检验时，通常假定tu服从【 C 】

A N（0，2i） B t(n-2) C N（0，2） D t(n)

10．要使最小二乘法的估计量满足无偏性需要满足的条件是 【 D 】

A 正态性 B 无自相关

C 同方差 D 零均值

得分 评阅人 二、判断题（对的打“√”，错的打“×”，共10小题，每小题2分，共20分）

1．如果一个虚拟假设不被拒绝，它就是真实的。【 × 】

2．在一个含有截距项的回归模型中，使用最小二乘法计算出的残差总和必定等于零。【 √ 】

3．自相关出现时，通常计算的预期值的方差就不是有效的。【 √ 】

4．如果模型ikikiiiexxxyˆˆˆˆ22110满足经典线性回归模型的基本假定，则在零假设j＝0下，统计量)ˆ(/ˆjjs（其中s(j)是j的标准误差）服从t (n-2)分布【 × 】

5．DW在0和4之间取值，数值越小说明正相关程度越大，数值越大说明负相关程度越大。【 × 】

6．用一阶差分变换消除自相关是假定自相关系数为-1。【 √ 】

7．当计量经济学模型出现异方差性，其普通最小二乘法参数估计量仍具有无偏性，但不具有有效性。【 √ 】

8．决定系数是指回归平方和占残差平方和的比重。【 × 】

9．如果戈德菲尔特——匡特检验显着，则认为序列相关问题是严重的。【× 】

10．选择的工具变量只要满足和随机误差项不相关，即使和原来要代替的解释变量相关程度很低，得到的最小二乘估计量也是一致的。【 √ 】

得分 评阅人

三、简答题（共6小题，每题5分，共30分）

1．在多元线性回归分析中，为什么用修正的决定系数衡量估计模型对样本观测值的拟合优度 （5分）

在应用过程中，人们发现随着模型中解释变量的增多多重决定系数2R的值往往会变大。有些解释变量对被解释变量的影响很小，增加这些解释变量对减小残差平方和没有多大用处。由估计式1ˆ22knet知，引入的解释变量数目越多，k越大，如果引入的解释变量不能显着减小2te的话，2ˆ的值将变大。而2ˆ的增大对于推测总体参数估计区间还是对预测区间的估计都意味着精确度的降低，因此不重要的解释变量不应该引入。于是引入修正的样本决定系数2R（3分）

1/)(1/1222nyykneRtt

当增加一个对因变量有较大影响的解释变量时，残差平方和2te减小比)1(kn的减小更显着时，修正系数2R才会增加。（2分）

2．设公司职员的年薪(y)与工龄（x）和学历(D)有关。学历分成三种类型：大专以下、本科、研究生（一个定性因素，三个不同属性）。为了反映“学历”这个定性因素的影响，有人建议对虚拟变量D做如下设置，D=0时，代表大专以下，D=1时，代表本科，D=2时，代表研究生，ttttuDxbby10请问该设置方法可行吗试说明理由。（5分）

不可行，（2分）因为如果采用如下方式设置虚拟变量，可以得出三个反映不同学历的方程如下：大专以下 tttuxbby10，本科 tttuxbby10，研究生 tttuxbby102，这样实际上人为的设定三个层次的差异是一样的，即大专与本科的差异和本科与研究生的差异是一样的，这种人为的限制不合适，因此该设置方法不可行。（3分）

3．关于随机误差项的经典假设条件的内容是什么，为什么要对回归模型规定经典假设条件（5分）

假设1 零均值假定 即在给定tx的条件下，随机误差项tu的数学期望为零

0)(tuE

假设2 同方差假定。误差项tu的方差与t无关，为一个常数

222)())(()(ttttuEuEuEuVar

假定3 无自相关假定 即不同的误差项tu和su相互独立

即 0),(stuuCov

假定4 解释变量tx与随机误差项tu不相关假定

0))]())(([(),(ttttttxExuEuExuCov

只有具备这些假设，我们用最小二乘法估计出的估计量才具有良好的性质。（2分）

4．考虑如下模型：tttuxbby10，nt,,2,1其中y代表消费，x代表收入，我们知道最小二乘估计量nttntttxxyyxxb1211)())((ˆ在满足经典假定的条件下是无偏的，试问估计量1212xxyy是无偏的吗，请论证你的理由你还能找到其他的无偏估计量吗（5分）

由于1121211211212)()()(bxxuuxbxbExxyyEE，因此是无偏的估计量。（2分）估计量mttmtttxxyyxxb1211)())((ˆ，1nm仍是无偏的，因此m取2，3到n-1时mttmtttxxyyxxb1211)())((ˆ都是无偏的估计量。（3分）

5．为什么用最小二乘法算出来的参数估计量bˆ和总体的真实参数b有差异，是因为我们使用的是样本数据吗，是用样本推断总体产生的吗，如果我们使用的数据是总体的数据，是用总体的数据来建立回归方程，那么用最小二乘法算出来的估计量和总体的真实参数就没有差异吗，说出你的观点。（5分）

首先最小二乘法算出来的参数估计量bˆ和总体的真实参数b有差异并不都是由于样本去推推断总体产生的，并不都是因为总体和样本之间的差异产生的。（2分）最小二乘估计量bˆ和总体的真实参数b的差异来自于因变量y与自变量x的关系的不确定性，因为y与x的关系是由随机函数UXBY确定的，最小二乘估计量可以表示为UXXXBB1)(ˆ，它是一个随机变量，它的不确定或者说与参数真实值B的差异来自随机误差项U。（3分）

6．多重共线性对最小二乘估计量造成的影响是什么（5分）

多重共线性是多元回归模型可能存在的一类现象，分为完全共线与近似共线两类。模型的多个解释变量间出现完全共线性时，模型的参数无法估计。（2分）更多的情况则是近似共线性，这时，由于并不违背所有的基本假定，模型参数的估计仍是无偏、一致且有效的，但估计的参数的标准差往往较大，从而使得t-统计值减小，参数的显着性下降，导致某些本应存在于模型中的变量被排除，甚至出现参数正负号方面的一些混乱。显然，近似多重共线性使得模型偏回归系数的特征不再明显，从而很难对单个系数的经济含义进行解释。（3分）

得分 评阅人 四、分析题（共5小题，每题10分，任选三道做，共30分）

1. 假设调查了100户家庭，其收入（x，百元）与消费（y，百元）资料如下表所示，依据表中资料建立消费y对收入x的线性回归方程，其估计结果如下：

（1）建立消费y对收入x的回归直线（2分）

（2）说明回归直线的代表性及解释能力（2分）