第九套 单项选择题 1、在满足经典假定条件的回归分析中,下列有关解释变量和被解释变量的 说法正确的有(C) A.被解释变量和解释变量均为非随机变量 B.被解释变量和解释变量均为随机变量 C.被解释变量为随机变量,解释变量为非随机变量 D.被解释变量为非随机变量,解释变量为随机变量 2、根据样本资料估计得出人均消费支出Y对人均收入X的回归模型为 in}:=2.00+0.751nXi,这表明人均收入每增加1%,人均消费支出将增加 A.0.2% B.0.75% 3、回归分析中使用的距离是点到直线的垂直坐标距离。最小二乘准则 是指(D) A使区-达到最小值B使m达到最小值 C.使ma 达到最小值 D.使∑(-)达到最小值 4、设u1为随机误差项,则一阶线性自相关是指(B) A.cov(l1,u1)≠0(1≠s) B. u,=pu-1+8 l1=P1-1+p2l l1=pl1-1+E 5、设M为货币需求量,Y为收入水平,r为利率,流动性偏好函数为 M=B+B1Y+B2r+μ,又设β、β2分别是、B2的估计值,则根据经济理 论,一般来说(A A.B1应为正值,B2应为负值B.B1应为正值,B2应为正值 C.B1应为负值,B2应为负值 D.B1应为负值,B2应为正值 6、一元线性回归分析中TSS=RSS+ESS。则RSS的自由度为(D A B、n-1 D、n-2 、在自相关情况下,常用的估计方法(B)
第九套 一、单项选择题 1、在满足经典假定条件的回归分析中，下列有关解释变量和被解释变量的 说法正确的有（ C ） A．被解释变量和解释变量均为非随机变量 B. 被解释变量和解释变量均为随机变量 C．被解释变量为随机变量，解释变量为非随机变量 D. 被解释变量为非随机变量，解释变量为随机变量 2、根据样本资料估计得出人均消费支出 Y 对人均收入 X 的回归模型为 =2.00+0.75lnXi，这表明人均收入每增加 1％，人均消费支出将增加 （ B ） Yi ∧ ln A. 0.2% B. 0.75% C. 2% D. 7.5% 3、回归分析中使用的距离是点到直线的垂直坐标距离。最小二乘准则 是指（ D ） A. 使 ∑( ) = − n t YY tt 1 ˆ 达到最小值 B. 使min ˆ Y Y i i − 达到最小值 C. 使 YY tt max − ˆ 达到最小值 D. 使 达到最小值 ( 2 1 ∑ ˆ = − n t YY tt ) t t tt 11 2 2 t tt 1 4、设 为随机误差项，则一阶线性自相关是指（ ut B ） 1 2 . cov( , ) 0( ) . . . A uu t s B u u t s t t t Cu u u Du u ρ ε ρ ρ ε ρ ≠ ≠ = + − =+ + = + ε − − − 5、设 M 为货币需求量，Y 为收入水平，r 为利率，流动性偏好函数为 M β β β210 rY +++= μ ，又设 、 分别是 1 β ˆ 2 β ˆ β1、β2 的估计值，则根据经济理 论，一般来说( A ) A. 应为正值， 应为负值 B. 应为正值， 应为正值 1 ˆ β 2 ˆ β 1 ˆ β 2 ˆ β C. 应为负值， 应为负值 D. 应为负值， 应为正值 1 ˆ β 2 ˆ β 1 ˆ β 2 ˆ β 6、一元线性回归分析中 TSS=RSS+ESS。则 RSS 的自由度为（ D ） A、n B、n-1 C、1 D、n-2 7、在自相关情况下，常用的估计方法（ B ） 1
A.普通最小二乘法 B.广义差分法 C.工具变量法 D.加权最小二乘法 8、大学教授薪金回归方程:=a1+a2D2+a3D+B+,其中)大学 男性 白种人 D 教授年薪,X教龄, 其他0其他,则非白种人男性教授平均薪 金为(A) A.E(D2=1Dn=0.x)=(a1+a2)+Bx B. E(D2=0, D, =0,X)=a1+ Bx, C. E(Y Da=l, D,=1, x)=(+a2+a,)+ Bx, D.E(D2=0D=1x)=(a1+a3)+Br 9、结构式模型中的每一个方程都称为结构式方程。在结构方程中,解释变 量可以是前定变量,也可以是(C) A.外生变量 B.滞后变量 C.内生变量 D.外生变量和内生变量 10、在有M个方程的完备联立方程组中,若用H表示联立方程组中全部的内 生变量与全部的前定变量之和的总数,用N表示第i个方程中内生变量与前定 变量之和的总数时,第i个方程恰好识别时,则有公式(B)成立。 A.H-N1>M-1 B. H-N=M-I C. H-N:=0 D. H-N<M 11、在利用月度数据构建计量经济模型时(含截距项),如果一年里的1、3 5、9四个月表现出季节模式,则应该引入虚拟变量个数为(A) A.4 B.3 D.6
A．普通最小二乘法 B. 广义差分法 C．工具变量法 D. 加权最小二乘法 8、大学教授薪金回归方程：Yi = α +α i +α 33221 + βXDD + μiii ，其中 大学 教授年薪， 教龄， ，则非白种人男性教授平均薪 金为 ( A ) Yi Xi ⎩ ⎨ ⎧ = 其他 男性 0 1 D2i ⎩ ⎨ ⎧ = 其他 白种人 0 1 D3i A. ii i XDDYE i ++=== βαα Xi )(),0,1( 2 3 21 B. 2ii 3i XDDYE i 1 +=== βα Xi ),0,0( C. ii i XDDYE i +++=== βααα Xi (),1,1( ) 2 3 321 D. ii i XDDYE i ++=== βαα Xi )(),1,0( 2 3 31 9、结构式模型中的每一个方程都称为结构式方程。在结构方程中，解释变 量可以是前定变量，也可以是( C ) A. 外生变量 B. 滞后变量 C. 内生变量 D. 外生变量和内生变量 10、在有 M 个方程的完备联立方程组中，若用 H 表示联立方程组中全部的内 生变量与全部的前定变量之和的总数，用 表示第 i 个方程中内生变量与前定 变量之和的总数时，第 i 个方程恰好识别时，则有公式( B )成立。 Ni A. B. i MNH −>− 1 − i = MNH −1 C. D. =− 0 NH i − < MNH −1 i 11、在利用月度数据构建计量经济模型时（含截距项），如果一年里的 1、3、 5、9 四个月表现出季节模式，则应该引入虚拟变量个数为（ A ） A. 4 B. 3 C. 11 D. 6 2
12、下列说法不正确的是(C) A.多重共线性产生的原因有模型中大量采用滞后变量 B.多重共线性是样本现象 C.检验多重共线性的方法有DW检验法 D.修正多重共线性的方法有增加样本容量 13、下列说法正确的是(B) A.异方差是样本现象 B.异方差的变化与解释变量的变化有关 C.异方差是总体现象 D.时间序列更易产生异方差 14、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 (B) 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 15、多元线性回归分析中,调整后的可决系数R2与可决系数R2之间的关 系(A) A.R2=1-(1-R2) B.R2≥R D.R2=1-(1-R 16、已知模型的形式为y=B+BxX+u,在用实际数据对模型的参数进行估 计的时候,测得DW统计量为0.6453,则广义差分变量是(B A.y4-06453y-X-06453X4B.y1-067yx1-0671X C.y=y:-1,X1-X1-1 D.y-0.05y-,x1-005X- 17、关于联立方程模型识别问题,以下说法不正确的有(A) A.满足阶条件的方程则可识别 B.如果一个方程包含了模型中的全部变量,则这个方程不可识别 C.如果两个方程包含相同的变量,则这两个方程均不可识别 D.联立方程组中的每一个方程都是可识别的,则联立方程组才可识别 18、假设根据某地区1970——-1999年的消费总额Y(亿元)和货币收入总 额X(亿元)的年度资料,估计出库伊克模型如下:
12、下列说法不正确的是（ C ） A.多重共线性产生的原因有模型中大量采用滞后变量 B.多重共线性是样本现象 C.检验多重共线性的方法有 DW 检验法 D.修正多重共线性的方法有增加样本容量 13、下列说法正确的是（ B ） A.异方差是样本现象 B.异方差的变化与解释变量的变化有关 C.异方差是总体现象 D.时间序列更易产生异方差 14、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 （ B ） 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 15、多元线性回归分析中，调整后的可决系数 2 R 与可决系数 2 R 之间的关 系（ A ） A. kn n R R − − −−= 1 )1(1 2 2 B. 2 R ≥ 2 R C. 0 2 R > D. 1 )1(1 2 2 − − −−= n kn R R 16、已知模型的形式为 uxy = β + β21 + ,在用实际数据对模型的参数进行估 计的时候,测得 DW 统计量为 0.6453,则广义差分变量是( B ) A. B. t − − t,1t − x6453.0xy6453.0y −1t t t1t 1t x6774.0x,y6774.0y − − − − C. 1tt1tt D. xx,yy − −− − t t1t 1t x05.0x,y05.0y − − − − 17、关于联立方程模型识别问题，以下说法不正确的有 （ A ） A. 满足阶条件的方程则可识别 B. 如果一个方程包含了模型中的全部变量，则这个方程不可识别 C. 如果两个方程包含相同的变量，则这两个方程均不可识别 D. 联立方程组中的每一个方程都是可识别的，则联立方程组才可识别 18、假设根据某地区 1970——1999 年的消费总额 Y（亿元）和货币收入总 额 X（亿元）的年度资料，估计出库伊克模型如下： 3
E.=-69057+02518X.+0.8136X t=(-1.6521)(5.7717)(12.9166) R2=0997F=4323DW=1216 则(C) A.分布滞后系数的衰减率为0.1864 B.在显著性水平a=005下,DW检验临界值为d=13,由于 d=1216<d=13,据此可以推断模型扰动项存在自相关 C.即期消费倾向为0.2518,表明收入每增加1元,当期的消费将增加 0.2518元 D.收入对消费的长期影响乘数为-的估计系数0.8136 19、在序列自相关的情况下,参数估计值的方差不能正确估计的原因是 (B) AE(l2)≠ BE(u1)≠0(≠j CE(x1l1)≠0 DE(l1)≠0 20、关于自适应预期模型和局部调整模型,下列说法错误的有(D) A.它们都是由某种期望模型演变形成的 B.它们最终都是一阶自回归模型 C.它们的经济背景不同 D.都满足古典线性回归模型的所有假设,故可直接用OS方法进行估计 、多项选择题 1、下列说法正确的有(ADE) A.加权最小二乘法是广义最小二乘法的特殊情况 B.广义最小二乘法是加权最小二乘法的特殊情况 C.广义最小二乘法是广义差分法的特殊情况 D.广义差分法是广义最小二乘法的特殊情况 E.普通最小二乘法是加权最小二乘法的特殊情况 F.加权最小二乘法是普通最小二乘法的特殊情况 2、对联立方程模型参数的单一方程估计法包括(ABDF) A.工具变量法 B.间接最小二乘法 C.完全信息极大似然估计法 D.二阶段最小二乘法 E.三阶段最小二乘法 F.有限信息极大似然估计法
997.0 4323 216.1 )9166.12()7717.5()6521.1( 8136.02518.09057.6 ˆ 2 1 = = = −= +−= + − R F DW t Yt Xt Yt 则（ C ） A．分布滞后系数的衰减率为 0.1864 B．在显著性水平 α = 05.0 下 ， DW 检 验 临 界 值 为 ，由于 ，据此可以推断模型扰动项存在自相关 = 3.1 l d =<= 3.1216.1 l d d C．即期消费倾向为 0.2518，表明收入每增加 1 元，当期的消费将增加 0.2518 元 D．收入对消费的长期影响乘数为 的估计系数 0.8136 Yt−1 19、在序列自相关的情况下，参数估计值的方差不能正确估计的原因是 （ B ） 0)(. 0)(. )(. )(0)(. 22 ≠ ≠ ≠ ≠≠ ii i i ji uxEC uED uEA σ jiuuEB 20、关于自适应预期模型和局部调整模型，下列说法错误的有（ D ） A.它们都是由某种期望模型演变形成的 B.它们最终都是一阶自回归模型 C.它们的经济背景不同 D．都满足古典线性回归模型的所有假设，故可直接用 OLS 方法进行估计 二、多项选择题 1、下列说法正确的有（ A D E ） A．加权最小二乘法是广义最小二乘法的特殊情况 B. 广义最小二乘法是加权最小二乘法的特殊情况 C. 广义最小二乘法是广义差分法的特殊情况 D. 广义差分法是广义最小二乘法的特殊情况 E. 普通最小二乘法是加权最小二乘法的特殊情况 F. 加权最小二乘法是普通最小二乘法的特殊情况 2、对联立方程模型参数的单一方程估计法包括( A B D F ) A. 工具变量法 B. 间接最小二乘法 C. 完全信息极大似然估计法 D. 二阶段最小二乘法 E. 三阶段最小二乘法 F. 有限信息极大似然估计法 4
3、对于二元样本回归模型Y=B1+B21X2+B3Xx+e,下列各式成立的有 C ABC A.∑e.=0 B.∑e,X,=0 C SeX.=0 D.2e1H=0 4、关于衣着消费支出模型为 y=a1+a2D2+a2D3+a(D21D1)+BX1+,其中Y为衣着方面的年度支出; 女性 大学毕业及以上 D X为收入 0男性20其他 则关于模型 中的参数下列说法正确的是(ABCE) A.a2表示在保持其他条件不变时,女性比男性在衣着消费支出方面多支出 (或少支出)差额 B.③表示在保持其他条件不变时,大学文凭及以上比其他学历者在衣着消 费支出方面多支出(或少支出)差额 C.a4表示在保持其他条件不变时,女性大学及以上文凭者比男性大学以下 文凭者在衣着消费支出方面多支出(或少支出)差额 D.a表示在保持其他条件不变时,女性比男性大学以下文凭者在衣着消费 支出方面多支出(或少支出)差额 E.(4表示性别和学历两种属性变量对衣着消费支出的交互影 5、检验序列自相关的方法是(CE) A.F检验法 B.Wite检验法 C.图形法 D.ARCH检验法 E.DW检验法 F. Goldfeld-Quandt检验法 三、判断题(判断下列命题正误,并说明理由) 1、在简单线性回归中可决系数R2与斜率系数的t检验的没有关系
3、对于二元样本回归模型 ，下列各式成立的有 （ A B C ） i i ii Y βββ ˆˆˆ 332211 +++= eXX A. Σei = 0 B.Σ Xe 2ii = 0 C.Σ Xe 3ii = 0 D.Σ Ye ii = 0 E.Σ XX 23 ii = 0 4、关于衣着消费支出模型为： Yi α α i α i +++= α ii + βXDDDD + μ ii )( 32433221 ，其中Yi为衣着方面的年度支出； Xi为收入 。则关于模型 中的参数下列说法正确的是（ A B C E ） ⎩ ⎨ ⎧ = 男性 女性 0 1 D 2 i ⎩ ⎨ ⎧ = 其他 大学毕业及以上 0 1 D 2 i A.α 2 表示在保持其他条件不变时，女性比男性在衣着消费支出方面多支出 （或少支出）差额 B.α3表示在保持其他条件不变时，大学文凭及以上比其他学历者在衣着消 费支出方面多支出（或少支出）差额 C.α 4表示在保持其他条件不变时，女性大学及以上文凭者比男性大学以下 文凭者在衣着消费支出方面多支出（或少支出）差额 D.α4表示在保持其他条件不变时，女性比男性大学以下文凭者在衣着消费 支出方面多支出（或少支出）差额 E.α 4 表示性别和学历两种属性变量对衣着消费支出的交互影 5、检验序列自相关的方法是（ C E ） A. F 检验法 B. White 检验法 C. 图形法 D. ARCH 检验法 E. DW 检验法 F. Goldfeld-Quandt 检验法 三、判断题（判断下列命题正误，并说明理由） 1、在简单线性回归中可决系数 2 R 与斜率系数的 t 检验的没有关系。 5
错误 可决系数是对模型拟合优度的综合度量,其值越大,说明在Y的总变差中由 模型作出了解释的部分占的比重越大,模型的拟合优度越高,模型总体线性关系 的显著性越强。反之亦然。斜率系数的t检验是对回归方程中的解释变量的显著 性的检验。在简单线性回归中,由于解释变量只有一个,当t检验显示解释变量 的影响显著时,必然会有该回归模型的可决系数大,拟合优度高。 2、异方差性、自相关性都是随机误差现象,但两者是有区别的。 正确。异方差的出现总是与模型中某个解释变量的变化有关。… 自相关性是各回归模型的随机误差项之间具有相关关系。 3、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型,引入虚拟变量的个数与模 型有无截距项无关 错误 模型有截距项时,如果被考察的定性因素有皿个相互排斥属性,则模型中 引入m-1个虚拟变量,否则会陷入“虚拟变量陷阱”; 模型无截距项时,若被考察的定性因素有皿个相互排斥属性,可以引入皿 个虚拟变量,这时不会出现多重共线性。 4、满足阶条件的方程一定可以识别。 错误 阶条件只是一个必要条件,即满足阶条件的的方程也可能是不可识别的。 5、库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是不同的。 错误 库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是相同的,其最终 形式都是一阶自回归模型 四、计算题 、表中是中国1978年-1997年的财政收入Y和国内生产总值X的数据 中国国内生产总值及财政收入 单位:亿元 国内生产总值X 财政收入Y
错误 可决系数是对模型拟合优度的综合度量，其值越大，说明在 Y 的总变差中由 模型作出了解释的部分占的比重越大，模型的拟合优度越高，模型总体线性关系 的显著性越强。反之亦然。斜率系数的 t 检验是对回归方程中的解释变量的显著 性的检验。在简单线性回归中，由于解释变量只有一个，当 t 检验显示解释变量 的影响显著时，必然会有该回归模型的可决系数大，拟合优度高。 2、异方差性、自相关性都是随机误差现象，但两者是有区别的。 正确。异方差的出现总是与模型中某个解释变量的变化有关。… 自相关性是各回归模型的随机误差项之间具有相关关系。…… 3、通过虚拟变量将属性因素引入计量经济模型，引入虚拟变量的个数与模 型有无截距项无关。 错误 模型有截距项时，如果被考察的定性因素有 m 个相互排斥属性，则模型中 引入 m－1 个虚拟变量，否则会陷入“虚拟变量陷阱”； 模型无截距项时，若被考察的定性因素有 m 个相互排斥属性，可以引入 m 个虚拟变量，这时不会出现多重共线性。 4、满足阶条件的方程一定可以识别。 错误 阶条件只是一个必要条件，即满足阶条件的的方程也可能是不可识别的。 5、库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是不同的。 错误 库依克模型、自适应预期模型与局部调整模型的最终形式是相同的，其最终 形式都是一阶自回归模型。 四、计算题 1、表中是中国 1978 年-1997 年的财政收入 Y 和国内生产总值 X 的数据: 中国国内生产总值及财政收入 单位:亿元 年 份 国内生产总值 X 财政收入 Y 6
1978 1132.26 1979 4038.2 1146.38 1980 4517.8 1159.93 1081 4860.3 1175.79 1082 5301.8 1212.33 1983 5957.4 1366.95 1984 7206.7 1642.86 8989.1 2004.82 1986 10201.4 2122.01 1987 11954.5 14992.3 357.24 16917.8 2664.90 1990 18598.4 2937.10 1991 21662.5 3149.48 1992 26651.9 3483.37 1993 34560.5 4348.95 1994 46670 1995 57494.9 1006 66850.5 7407.99 1997 73452.5 8651.14 数据来源:《中国统计年鉴》
1978 1979 1980 1081 1082 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1006 1997 3624.1 4038.2 4517.8 4860.3 5301.8 5957.4 7206.7 8989.1 10201.4 11954.5 14992.3 16917.8 18598.4 21662.5 26651.9 34560.5 46670.0 57494.9 66850.5 73452.5 1132.26 1146.38 1159.93 1175.79 1212.33 1366.95 1642.86 2004.82 2122.01 2199.35 2357.24 2664.90 2937.10 3149.48 3483.37 4348.95 5218.10 6242.20 7407.99 8651.14 数据来源:《中国统计年鉴》 7
Dependent Variable: Y Method: Least Squares ate:071/5Time:21:49 Sample:19781997 ncluded obserations: 20 ariable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 857837567.1257812.7795500000 0.1000360002172460491000000 R-squared 0.991583 Mean dependent var 3081. 158 Adjusted R-squared 0.991115 S.D. dependent var 2212.591 S.E. of regression 208.5553 Akaike info criterion 13.61 um squared resid 782915 7 Schwarz criterion 1371250 134 1293 F-statistic Durbin-Watson stat 0. 864032 Prob(F-statistic 试根据这些数据完成下列问题 1)建立财政收入对国内生产总值的简单线性回归模型,并解释斜率系数的 经济意义 (2)估计所建立模型的参数,并对回归结果进行检验 (3)若是1998年的国内生产总值为78017.8亿元,确定1998年财政收入的 预测值和预测区间(a=005)。 解:(1)建立中国1978年-1997年的财政收入Y和国内生产总值X的线性 回归方程 =B1+B2X2+u 利用1978年-1997年的数据估计其参数,结果为 =8578375+0100016X (12.77955)(46.04910) t=(12.77955)(46.04910) R2=0.991593F=24.67361 GDP增加1亿元,平均说来财政收入将增加0.1亿元。 ESS (2)F 0.991593,模型的拟合程度较高 H:B2=0 Br r(18) SE(B, =460491>la5(18),拒绝H
试根据这些数据完成下列问题； (1)建立财政收入对国内生产总值的简单线性回归模型，并解释斜率系数的 经济意义; (2)估计所建立模型的参数，并对回归结果进行检验； (3)若是 1998 年的国内生产总值为 78017.8 亿元，确定 1998 年财政收入的 预测值和预测区间(α = 0.05)。 解：（1）建立中国 1978 年-1997 年的财政收入 Y 和国内生产总值 X 的线性 回归方程 Y Xu t t =+ + β1 2 β t ˆY X i i = + 857.8375 0.100036 利用 1978 年-1997 年的数据估计其参数，结果为 （12.77955）（46.04910） t=(12.77955) (46.04910) R2 =0.991593 F=24.67361 GDP 增加 1 亿元，平均说来财政收入将增加 0.1 亿元。 （2） 0 2 1 2 2 2 0.025 0 :0 :0 ~ (18) ˆ( ) 46.0491 (18) H H t t SE tt H β β β β = ≠ = = > ，拒绝 2 0.991593, ESS r TSS = = 模型的拟合程度较高。 8
说明,国内生产总值对财政收入有显著影响。 (3)若是1998年的国内生产总值为78017.8亿元,确定1998年财政收入 的点预测值为 =8578375+0.100036×780178=8662426141(亿元 1998年财政收入平均值预测区间(a=005)为: ∑x2=a:(n-1)=2202460×(20-1)=921657798 (X-X)2=(780178-2225132=311282026 (X-X) 9216577098 8662426千2.101×208.5553× 203112822026 =8662426760.3111(亿元) 、克莱因与戈德伯格曾用1921-1950年(1942-1944年战争期间略去)美国 国内消费Y和工资收入Ⅺ1、非工资一非农业收入X2、农业收入X3的时间序列资 料,利用OLSE估计得出了下列回归方程 Y=8.133+1.059X1+0452X2+0.12lX3 (8.92)(0.17)(066)(1.09) R2=0.95F=107.37 (括号中的数据为相应参数估计量的标准误)。 试对上述模型进行评析,指出其中存在的问题 解:从模型拟合结果可知,样本观测个数为27,消费模型的判定系数 R2=0.95,F统计量为107.37,在0.05置信水平下查分子自由度为3,分母自 由度为23的F临界值为3.028,计算的F值远大于临界值,表明回归方程是显 著的。模型整体拟合程度较高。 依据参数估计量及其标准误,可计算出各回归系数估计量的t统计量值: 8.133 1.059 0.452 6.10,12=066 0.121 lo =0.91,= =0.69,13 =0.11 8.92 0.17 除1外,其余的t,值都很小。工资收入x1的系数的t检验值虽然显著,但该 系数的估计值过大,该值为工资收入对消费边际效应,因为它为1.059,意味着
说明，国内生产总值对财政收入有显著影响。 （3）若是 1998 年的国内生产总值为 78017.8 亿元，确定 1998 年财政收入 的点预测值为 ˆYt = + ×= 857.8375 0.100036 78017.8 8662.426141 0.05 (亿元) 1998 年财政收入平均值预测区间(α = )为: 2 2 2 ∑x n i x = −= × −= σ ( 1) 22024.60 (20 1) 9216577098 2 2 ( ) (78017.8 22225.13) 3112822026 X X f −= − = 2 ^ ^ 2 2 1 ( ) f f i X X Y t n x α σ − + ∑ ∓ 1 9216577098 8662.426 2.101 208.5553 20 3112822026 ∓ × ×+ = 8662.426 760.3111 ∓ (亿元) 2、克莱因与戈德伯格曾用 1921-1950 年(1942-1944 年战争期间略去)美国 国内消费 Y 和工资收入 X1、非工资—非农业收入 X2、农业收入 X3 的时间序列资 料，利用 OLSE 估计得出了下列回归方程： 37.107 95.0 (1.09) (0.66) (0.17) (8.92) 3121.02452.01059.1133.8 ˆ 2 = = ++= + R F Y X X X (括号中的数据为相应参数估计量的标准误)。 试对上述模型进行评析，指出其中存在的问题。 解：从模型拟合结果可知，样本观测个数为 27，消费模型的判定系数 ，F 统计量为 107.37，在 0.05 置信水平下查分子自由度为 3，分母自 由度为 23 的 F 临界值为 3.028，计算的 F 值远大于临界值，表明回归方程是显 著的。模型整体拟合程度较高。 95.0 2 R = 依据参数估计量及其标准误，可计算出各回归系数估计量的 t 统计量值： 012 3 8.133 1.059 0.452 0.121 0.91, 6.10, 0.69, 0.11 8.92 0.17 0.66 1.09 ttt t == == == == 1 t j 除 外，其余的t 值都很小。工资收入 X1 的系数的 t 检验值虽然显著，但该 系数的估计值过大，该值为工资收入对消费边际效应，因为它为 1.059，意味着 9
工资收入每增加一美元,消费支出的增长平均将超过一美元,这与经济理论和 常识不符。 另外,理论上非工资一非农业收入与农业收入也是消费行为的重要解释变量, 但两者的t检验都没有通过。这些迹象表明,模型中存在严重的多重共线性, 不同收入部分之间的相互关系,掩盖了各个部分对解释消费行为的单独影响。 3、表中给出了19701987年期间美国的个人消息支出(PCE)和个人可支配收 入(PDⅠ)数据,所有数字的单位都是10亿美元(1982年的美元价)。估计下列模 型 PCE,=A+ A2 PDl +A PCE,=B,+ B,PDl,+ B, PCE-+Ur 得到 Dependent Variable: PCE Method: Least Squares pate:07/27/05Time:21:41 Sample:19701987 Included observations: 18 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob -216.4269 32.69425-6.619723 PDI 1.008106 0.01503367.059200.000 0.996455 Mean dependent var 1955.606 Adjusted R-squared 996233 S.D. dependent var 307.717 E. of regression 18.88 Akaike info criterion 8.819188 Sum squared resid 5707 Schwarz criterion 918118 Log likelihoo 77.37269 F-statistic 4496.936 Durbin-Watson stat 1. 366654 Prob(F-statistic) Dependent Variable: PCE pate:07/27/05Time:21:51 Sample(adjusted): 1971 1987 ncluded observations 17 after ad justments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob
工资收入每增加一美元，消费支出的增长平均将超过一美元，这与经济理论和 常识不符。 另外，理论上非工资—非农业收入与农业收入也是消费行为的重要解释变量， 但两者的 t 检验都没有通过。这些迹象表明，模型中存在严重的多重共线性， 不同收入部分之间的相互关系，掩盖了各个部分对解释消费行为的单独影响。 3、表中给出了 1970~1987 年期间美国的个人消息支出(PCE)和个人可支配收 入(PDI)数据，所有数字的单位都是 10 亿美元(1982 年的美元价)。估计下列模 型： t t tt t tt PCEBPDIBBPCE PDIAAPCE υ μ ++= + = + + 21 3 −1 21 得到： Dependent Variable: PCE Method: Least Squares Date: 07/27/05 Time: 21:41 Sample: 1970 1987 Included observations: 18 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -216.4269 32.69425 -6.619723 0.0000 PDI 1.008106 0.015033 67.05920 0.0000 R-squared 0.996455 Mean dependent var 1955.606 Adjusted R-squared 0.996233 S.D. dependent var 307.7170 S.E. of regression 18.88628 Akaike info criterion 8.819188 Sum squared resid 5707.065 Schwarz criterion 8.918118 Log likelihood -77.37269 F-statistic 4496.936 Durbin-Watson stat 1.366654 Prob(F-statistic) 0.000000 Dependent Variable: PCE Method: Least Squares Date: 07/27/05 Time: 21:51 Sample (adjusted): 1971 1987 Included observations: 17 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 10