《计量经济学》期末总复习

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 《计量经济学》期末总复习 一、单项选择题 1 在双对数线性模型 InY i =ln 3 0 + 3 i lnX i +U i 中 , 3 i 的含义是（ D ）

　A . Y 关于 X 的增长量 B . Y 关于 X 的发展速度 C. Y 关于 X 的边际倾向 D . Y 关于 X 的弹性 2„在二元线性回归模型：

　Y i • -i X i^ -2 X 2i U i 中，\表示（A ）

　A .当 X 2 不变、X i 变动一个单位时，Y 的平均变动 B .当 X i 不变、X 2 变动一个单位时，Y 的平均变动 C. 当 X i 和 X 2 都保持不变时，Y 的平均变动 D .当 X i 和 X 2 都变动一个单位时， Y 的平均变动 3.如果线性回归模型的随机误差项存在异方差， 则参数的普通最小二乘估计量是 （D ）

　A. 无偏的，但方差不是最小的 B.有偏的，且方差不是最小的 C.无偏的，且方差最小 D .有偏的，但方差仍为最小 4. DW 检验法适用于检验（ A .异方差 C.多重共线性 X i 与随机误差项 U i 相关，即有 Cov（X i , uj 工 0，则普通最小二 乘估计?是（B ）

　6.设某商品需求模型为 Y t = 3 0 + 3 i X t + u t ,其中 Y 是商品的需求量，X 是商品价格，为了 考虑全年 4 个季节变动的影响，假设模型中引入了 4 个虚拟变量，则会产生的问题为（ ）

　B.序列相关 D .设定误差 5.如果 X 为随机解释变量, A .有偏的、一致的 C.无偏的、一致的 B .有偏的、非一致的 D.无偏的、非一致的

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　 A. 异方差性 C.不完全的多重共线性 B. 序列相关 D .完全的多重共线性

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 7.当截距和斜率同时变动模型 通过统计检验的是（ ）

　Y i = a 0 + a 1 D+ 3 X+ 3 2 （DX i ）+u i 退化为截距变动模型时， 能 A . a 1 工 0 , 3 2 工 0 B . a 1 =0 , 3 2 =0 C. a 1 工 0 0, 3

　2 =0 D . a 1 =0 , 3 2 工 0 0

　 &若随着解释变量的变动，被解释变量的变动存在两个转折点，即有三种变动模式，则在 分段线性回归模型中应引入虚拟变量的个数为（ B ）

　A . 1 个 B . 2 个 C. 3 个 D . 4 个

　9.对于无限分布滞后模型 Y t = a + 3 o X t + 3 i X t-i + B 2 X t-2 +…+U t ，无法用最小一乘法估计其参 数是因为（ ）

　A .参数有无限多个 B .没有足够的自由度 C.存在严重的多重共线性 D .存在序列相关

　10.使用多项式方法估计有限分布滞后模型 Y t = a + 3 o X t + 3 i X t-1 +…+ 3 k X t-k +u t 时，多项 式3

　i = a o + a i i+ a 2^ + …+ a m i"的阶数 m m

　 必须（ ）

　A.小于 k B.小于等于 k C.等于 k D.大于 k

　11.对于无限分布滞后模型 Y t = a + 3 o X t + 3 i X t-i + 3 2 X t-2 + …+u t , Koyck 假定 3 k = 3 o 入 k , 0< 入＜1，则长期影响乘数为（ A . ) B . 1「 C . 1 —入 D .「 1 —九

　12.对自回归模型进行自相关检验时，若直接使用 DW 检验，则 DW 值趋于（ C ）

　A . 0 B . 1 C . 2 D . 4

　13.对于 Koyck 变换模型 Y t = a （1-入）+ 3 0 X t +入 Y t-1 +V t ，其中 V t =u t -入 u t-1 ，则可用作 Y t-1 的工具变量为（ ）

　A . X t B . X t-1 C . Y t D . V t 希望是本无所谓有，无所谓无的。

　成了路。

　这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　14„使用工具变量法估计恰好识别的方程时，下列选项中有关工具变量的表述错误 ..的是 （A ）

　A .工具变量可选用模型中任意变量，但必须与结构方程中随机误差项不相关 B .工具变量必须与将要替代的内生解释变量高度相关 C. 工具变量与所要估计的结构方程中的前定变量之间的相关性必须很弱，以避免多重共 线性 D .若引入多个工具变量，则要求这些工具变量之间不存在严重的多重共线性 15. 根据实际样本资料建立的回归模型是（ ）

　A .理论模型 B.回归模型 C.样本回归模型 D .实际模型 16.

　下列选项中，不属于.生产函数 f （L, K）的性质是（ ）

　A. f（0 , K）=f（L , 0）=0 B . [ _0, f

　_0 cL aK

　C.边际生产力递减 D .投入要素之间的替代弹性小于零 17.

　关于经济预测模型，下面说法中错误..的是（ ）

　A .经济预测模型要求模型有较高的预测精度 B .经济预测模型比较注重对历史数据的拟合优度 C .经济预测模型比较注重宏观经济总体运行结构的分析与模拟 D .经济预测模型不太注重对经济活动行为的描述 18. 关于宏观经济计量模型中的季度模型，下列表述中错误 的是（ ）

　19. 宏观经济模型的导向是（ ）

　A .由总供给与总需求的矛盾决定的 B. 由国家的经济发展水平决定的 C. 由总供给决定的 D. 由总需求决定的 A .季度模型以季度数据为样本 C.季度模型主要用于季度预测 B .季度模型一般规模较大 D .季度模型注重长期行为的描述

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 20. X 与 Y 的样本回归直线为（D ）

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　C.间接最小二乘法 D .工具变量法 希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 A . Y i = 3 0 十 3 i X i +U i C . E(Y i )= 3 0 十 3 i X i 21. 在线性回归模型中，若解释变量 X i 和 X 2 的观测值成比例，即 X ii =KX 2i ，其中 K 为常 数，则表明模型中存在（ C ）

　A，方差非齐性 B.序列相关 C.多重共线性 D .设定误差 22.回归分析中，用来说明拟合优度的统计量为 ( C ) A .相关系数 B .回归系数 C.判定系数 D .标准差

　 23.若某一正常商品的市场需求曲线向下倾斜，可以断定（ B ）

　A. 它具有不变的价格弹性

　B . 随价格下降需求量增加 C . 随价格上升需求量增加

　D . 需求无弹性 24 . 在判定系数定义中， ESS 表示（ B )

　A . 刀(Y— Y ) 2

　 B . 刀（Y i - 丫）

　2

　 A 2

　 _

　C . 刀(Y- Y )

　D . 刀(Y — Y ) 25 . 用于检验序列相关的 DW 统计量的取值范围是（ D ）

　A . O < DWS 1

　B . -1 < DW^ 1 C . -2 9W W2

　D . C K DWU 26 . 误差变量模型是指（ A )

　 A . 模型中包含有观测误差的解释变量 B . 用误差作被解释变量 C . 用误差作解释变量

　D . 模型中包含有观测误差的被解释变量

　27. 由简化式参数的估计量得到结构参数的估计量的方法是（ C ）

　B . Y i = I 1 。

　“ X i • Ui

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　D •模型规模大小要适度，结构尽可能复杂 希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 A .二阶段最小二乘法 B .极大似然法 28. 将社会经济现象中质的因素引入线性模型（ C ）

　A„只影响模型的截距 B „只影响模型的斜率 C.在很多情况下，不仅影响模型截距，还同时会改变模型的斜率 D„既不影响模型截距，也不改变模型的斜率 29. 时间序列资料中，大多存在序列相关问题，对于分布滞后模型，这种序列相关问题就转 化为（B ）

　A „异方差问题 B „多重共线性问题 C.随机解释变量问题 D „设定误差问题 30„根据判定系数 R 2 与 F 统计量的关系可知，当 R 2 =1 时有（D ）

　A „ F=-1 B „ F=0 C . F=1 D • F= g 31 „发达市场经济国家宏观经济计量模型的核心部分包括总需求、总供给和（ C ）

　A „建模时所依据的经济理论 B .总收入 C.关于总需求，总生产和总收入的恒等关系 D .总投资 32.在消费 Y t 对收入 Z t 的误差修正模型 二 Y t 「 0 也 1 （丫 2 - -0 - -1 Z tv ）乜 2 二 Z t 』 ； t 中, 宀和〉 2 称为（C ) A „均衡参数 B .协整参数 C.短期参数 D .长期参数

　33.用模型描述现实经济系统的原则是（ B ）

　A .以理论分析作先导，解释变量应包括所有解释变量 B „以理论分析作先导，模型规模大小要适度 C.模型规模越大越好，这样更切合实际情况

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 34„下列模型中 E（Y i ）是参数 "-1 的线性函数，并且是解释变量 X i 的非线性函数的是（B ）

　A „ E（Y i ）= 5 妆2

　C. E E （Y Y

　 i ）

　= X i 35.估计简单线性回归模型的最小二乘准则是 A .刀（Y- \-\X i ）

　2

　最小 C.刀（Y- »-肾 X i -U i ）

　2 最小 36 .在模型 Yi= "-oXi：

　1 e Ui中，下列有关 Y 对 X 的弹性的说法中，正确的是（ A ）

　37 .假设回归模型为 Y i = X i

　u i ，其中 X i 为随机变量，且 X i 与 U i 相关，则］的普通最小 二乘估计量（ D ）

　A. 无偏且不一致 C. 有偏但一致 38 .设截距和斜率同时变动模型为 Y i =「° *1 D 「「 X i 「 2 （ DX i ）

　• U i ,其中 D 为虚拟变 量。如果经检验该模型为斜率变动模型，则下列假设成立的是（ D ）

　A . ：

　1 =0 , j =0 B . ：

　1 =0 , ：

　2 =0 C . - 0 , ：

　2 = 0 D . - 0 , ：

　2 = 0 39 .当 “ 0 , - 1 时，CES 生产函数趋于（ B ）

　B. C — D 生产函数 C. 投入产出生产函数 D.对数生产函数

　B • E(Y i )= 5 X i 1 D. E( g0 p 确定 -、 "-i ,使得(A ) B .刀(Y i - ：

　0 - " 1 X i -e i ) 2

　最小 D .刀(Y i - y -打 XJ 2 最小 A . +是 Y 关于 X 的弹性 B. "- 0 是 Y 关于 X 的弹性 C . In »是 Y 关于 X 的弹性 D . In S 是 Y 关于 X 的弹性 B.无偏但不一致 D.有偏且不一致 A.线性生产函数

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 二、多项选择题 1 „对于经典线性回归模型，各回归系数的普通最小二乘估计具有的优良特性有 （ ACB ）

　A .无偏性 B .线性性 C.有效性 D .一致性 E. 确定性 2. 序列相关情形下，常用的参数估计方法有（

　3. 狭义的设定误差主要包括（ ）

　A .模型中遗漏了重要解释变量 B .模型中包含了无关解释变量 C.模型中有关随机误差项的假设有误 D .模型形式设定有误 E.回归方程中有严重的多重共线性 4.

　用最小二乘法估计简化式模型中的单个方程，最小二乘估计量的性质为（ ）

　A .无偏的 B .有偏的 C. 一致的 D .非一致的 E.渐近无偏的 5. 常用的多重共线性检验方法有（ ）

　A.简单相关系数法 B.矩阵条件数法 C•方差膨胀因子法 D.判定系数增量贡献法 E.工具变量法 6. 对于 Y i = ① 〉 i D 「 i X i • ：

　2 （ DX i ）

　U i ，其中 D 为虚拟变量。下面说法正确的有 （ ）A .一阶差分法 C.工具变量法 E.普通最小二乘法 B .广义差分法 D .加权最小二乘法

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　7. 对于有限分布滞后模型 YuZ o X t 「X t 』……" : k X t 上 U t ，最小二乘法原则上是适 用的，但会遇到下列问题中的（ ）

　8. 下列关于二阶段最小二乘法说法中正确的有（ ）

　A. 对样本容量没有严格要求 B. 适合一切方程 C•假定模型中所有前定变量之间无多重共线性 D. 仅适合可识别方程 E. 估计量不具有一致性 三、问答题 1. 建立与应用计量经济学模型的主要步骤是什么？ 2. 多元线性回归模型的基本假设是什么？试说明在证明最小最小二乘估计量的无偏性和有 效性的过程中，哪些基本假设起了作用？ 答：多元线性回归模型的基本假定有：零均值假定、随机项独立同方差假定、解释变量的非 随机性假定、解释变量之间不存在线性相关关系假定、 随机误差项服从均值为 0 方差为的正 态分布假定。在证明最小二乘估计量的无偏性中， 利用了解释变量与随机误差项不相关的假 定；在有效性的证明中，利用了随机项独立同方差假定。

　3. 多元线性回归模型随机干扰项的假定有哪些？ （1）随机误差项的条件期望值为零。

　（2 ）随机误差项的条件方差相同。

　（3）随机误差项 之间无序列相关。

　（4）自变量与随机误差项独立无关。

　（5）随机误差项服从正态分布。

　（6 ）各解释变量之间不存在显著的线性相关关系 4. 在多元线性回归分析中，t 检验与 F 检验有何不同？在一元线性回归分析中二者是否有等 希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。A.其图形是两条平行线 C.基础类型的斜率为 M E.差别斜率系数为 - "-1 B.基础类型的截距为：, D. 差别截距系数为 :-1 A.多重共线性问题 C•随机解释变量问题 E•样本较小时，无足够自由度的问题 B.异方差问题 D.最大滞后长度 k 的确定问题

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　 价的作用?

　6. 简述选择解释变量的逐步回归法 逐步回归的基本思想是“有进有出” 具体做法是将变量一个一个引入，引入变量的条件是 个自变量后，对已经被选入的变量要进行逐个检验, 变得不再显著时，要将其剔除。引入一个变量或从回归方程中剔除一个变量， 为逐步回归的 t 检验，以确保每次引入新的变量之前回归方程中只包含显著的变量。

　7. 教材第 154 页，第 5 题。

　8. 教材第 154 页，第 6 题。

　9. 教材第 186 页，第 1 题. 10. 教材第 186 页，第 3 题. 11. 教材第 305 页，第 1 题. 12. 在时间序列数据的计量经济分析过程中， （1）

　为什么要进行时间序列的平稳性检验？随机时间序列的平稳性条件是什么？ （2）

　请证明随机游走序列不是平稳序列。

　（3）

　单位根检验为什么从 DF 检验扩展到 ADF 检验？ 13. 克莱因和戈德伯格曾用 1921-1941 年与 1945-1950 年（1942-1944 年战争期间略去）

　美国 国内消费 C 和工资收入 W、非工资一非农业收入 P、农业收入 A 的共 27 年时间序列资料， 利用普通最小二乘法估计得出了下列回归方程：

　C t =8.133+1.059W t +0.452P t +0.121A t （8.92）

　（0.17）

　（0.66）

　（1.09）

　2 R =0.95 F=107.37 式下括号中的数字为相应参数估计量的标准误。

　试对该模型进行评价，指出其中存在的问题。

　（显著性水平取 5%,已知 F °.05 （ 3,23）=3.03, t °.025 （ 23）=2.069）

　14. 指出下列论文中的主要错误之处：

　在一篇关于中国石油消费预测研究的论文中，作者选择石油年消费量（ OIL，单位：万 吨标准煤）为被解释变量，国内生产总值（ GDP，按当年价格计算，单位：亿元）为解释变 量，1990—2006 年年度数据为样本。首先假定边际消费倾向不变，建立了线性模型：

　OIL t 「 GDP t 」 t

　t =1990,1991, ,2006 采用 OLS 估计模型，得到 希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。5.简述异方差性的含义、来源、后果并写出怀特（ White ）检验方法的检验步骤。

　t 统计量经检验是显著的。即每引入一 当原引入的变量由于后面变量的引入而 步，每一步都要进行

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　利用全部样本，采用 OLS 估计模型①，结果表明我国资本配置效率不仅低于发达国家，也 低于大多数发展中国家。

　为了分析我国工业行业的成长性， 分别利用每个行业的时间序列数 据，对模型②进行 OLS 估计，从结果中发现了最具发展潜力的 5 个行业。为了定量刻画我 国每年的资本配置效率，分别用每年的行业数据，采用 OLS 估计模型③，从估计结果可以 看出，我国资本配置效率呈逐年下滑趋势。

　分别从 Panel Data 的模型设定和估计方法两方面，指出该论文存在的问题，并简单说明理 由。

　四、计算题 1. 教材第 104 页，第 9 题。

　2. 已知 Y 和 X 满足如下的总体回归模型 Y= 0 1 X u

　011? =13390.30 0.183125GDR 然后假定消费弹性不变，建立了对数线性模型：

　In OIL t

　= ：

　「 In GDP t

　叫 t =1990,1991, ,2006 t =1990,1991 ， …,2006 采用 OLS 估计模型，得到 InOII? =5.122385 0.458338ln GDP t t = 1990,1991,…,2006 分别将 2020 年国内生产总值预测值（500000 亿元）代入模型，计算得到两种不同假定情况 下的2020 年石油消费预测值分别为 104953 和 68656 万吨标准煤。

　15.在一篇研究我国工业资本配置效率的论文中，作者利用我国 39 个工业行业（编号 i =1 , 2,…，39）的 9 年（t=1991 , 1991,…1999）的 351 组数据为样本，以固定资产存量 I 的 增长率为被解释变量，以利润 V 的增长率为解释变量。分别建立了如下 3 个模型：

　In I it

　------ =a ：In

　S 7 it

　 I

　i,t J

　V i,t A ① In - * 7 [in V it + 卩 it

　I i,t 」

　V i2 ②

　In V, ：

　t In V i,t 」 *t l it

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 (1) 根据 Y 和 X 的 5 对观测值已计算出 Y =3, X =11, (X i

　-X) 2

　=74 ,

　(Y j_ Y) 2 =10, 、 " (X i -X) ( Y i -Y )=27。利用最小二乘法估计 -0 和 "1 。

　(2)

　经计算，该回归模型的总离差平方和 TSS 为 10，总残差平方和 RSS 为 0.14，试计算 判定系数 r 2 并分析该回归模型的拟合优度。

　3„由 12 对观测值估计得消费函数为：

　A C =50+0.6Y 2 2 其中，Y 是可支配收入，已知 Y =800, v (Y -Y) =8000, a e =30，当 Y o =1OOO 时, 试计算：

　(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 的预测区间。

　(已知：

　t o.o25 ( 1O)=2.23) 4. 1978-2000 年天津市城镇居民人均可支配销售收入 元)的样本数据、一元线性回归结杲如下所示：

　Dependent Variable: LNCONS Method: Least Squares Date: 06/14/02 Time: 10:04 (Y，元)与人均年度消费支出(CONS , （共 30 分）

　obs CONS Y 1178 -

　383.3200 344JB00

　425.4000 385.2000 1900 526.9200 474.7200 19B1 539.5200 435.0000 1902 576-7200 496.5600 iy»3 G04.3100 S2U.U400 1984 728.1700 599.6400 19851 875.5200 770.6400 13B6 -

　I0B9.61D 949.DB00 T55T 1107.490 1071.U0

　1329.700 1278.870 19B9" 1477.770 1291JD90 l»»0 1638.92D U4D.470 1U91 1044.980 1505.710 1 哪 2238.360 i9nz.i7n 1993^ 27B9.260 2322J90 I9S4 3982.130 3301.370 lags 4929.530 4064.100

　5967.710 4673.610 1937 6ED8.5GD 52D4.29D 199B -

　7110.540 54Tl.tn （ J 1909 7649.830 5851.530 20D0J 81 40.550 612K070

　10000 0-1 0 8000 8000 - 6000 . 4000 -

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 Sample: 佃 78 2000 Included observations: 23 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C

　0.064931 -3. 佃 3690 0.0044 LnY 1.050893 0.008858 0.0000 R-squared 0.998510 Mean dependent var 7.430699 Adjusted R-squared

　S.D.dependent var 1.021834 S.E. of regression

　Akaike info criterion -6.336402 Sum squared resid 0.034224 Schwarz criterion -6.237663 Log likelihood 42.23303 F-statistic 14074.12 Durbin-Watson stat 0.842771 Prob(F-statistic) 0.00000

　1 „在空白处填上相应的数字（共 4 处）（计算过程中保留 4 位小数）

　2 „根据输出结果，写出回归模型的表达式。

　3 .给定检验水平 a =0.05,检验上述回归模型的临界值 t 0.025 = ______ , F 0.05 = ____

　并说明估计参数与回归模型是否显著 ？ 4 „解释回归系数的经济含义。

　5. 根据经典线性回归模型的假定条件， 判断该模型是否明显违反了某个假定条件？如有 违背，应该如何解决？ （ 6 分）

　5. 已知某市羊毛衫的销售量 1995年第一季度到2000年第四季度的数据。

　假定回归模型为: Y t = 3 0 + 3 1 X it + 3 2 X 2 t + u t 式中：

　丫 =羊毛衫的销售量 X 1 =居民收入 X 2 =羊毛衫价格 如果该模型是用季度资料估计，试向模型中加入适当的变量反映季节因素的影响。

　考虑截距变动。

　6. 以下是某个案例的 Eviews 分析结果(局部)。

　Depe nde nt Variable: Y Method: Least Squares Sample(adjusted): 1 10 In eluded observatio ns: 10 after adjusti ng en dpo ints Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob. C 4.826789 9.217366 0.523663 0.6193 X1 0.178381 0.308178 ( 1 ) 0.5838 X2 0.688030 ( 2 ) 3.277910 0.0169 （仅

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 X3 ( 3 ) 0.156400 -1.423556 0.2044 R-squared 0.852805 Mea n depe ndent var 41.90000

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　Adjusted R-squared ( 4 ) S.E.of regressio n 16.11137 Sum squared resid 1557.457 Log likelihood -39.43051 Durbi n-Watson stat 3.579994 ① 填上(1)、( 2 )、( 3 )、( 4) ② 以标准记法写出回归方程； ③ 你对分析结果满意吗？为什么？ S.D. depe nde nt var 34.28783 Akaike info criterion 8.686101 Schwarz criterio n 8.807135 F-statistic 11.58741 Prob(F-statistic) 0.006579 位置所缺数据； 7.根据下列 准形式写出确定的回归方程。

　模型一 Depe ndent Variable: Y Sample: 1 12 observati ons: 12 Variable C 1/X Adjusted R-squared Sum squared resid Log likelihood Durb in-Wats on stat 模型二 Depe ndent Variable: Y Least Squares Sample: 1 12 observati ons: 12 Conv erge nee achieved after 6 iteratio ns Y=C(1)*C (2) A X Coefficie nt C(1) 195.1784 C(2) 0.979132 Adjusted R-squared 0.922179 Sum squared resid 999.0044 Log likelihood -43.55838 Eviews 应用软件的运行结果比较分析选择哪个模型较好？并说明理由；以标 Method: Least Squares In cluded Coefficient Std .Error t-Statistic Prob. 46.13828 7.356990 6.271352 0.0001 1335.604 171.2199 7.800522 0.0000 0.844738 Akaike info criteri on 8.283763 1993.125 Schwarz criteri on 8.364580 -47.70258 F-statistic 60.84814 2.154969 Prob(F-statistic) 0.000015

　Method: In cluded Std. Error t-Statistic Prob. 11.46600 17.02237 0.0000 0.001888 518.5842 0.0000 Akaike info 7.593063 criteri on

　 Schwarz criterio n 7.673881 Durbi n-Wats on 2.818195 stat

　8. F 图一是 yt 的差分变量 Dy t 的相关图和偏相关图；图二是以 Dy t 为变量建立的时间序列

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 模型的输出结果。

　（20 分）

　Autocorrelation Partial Correlation

　 图一 Depe nde nt Variable: DY Method: Least Squares Date: 06/14/02 Time: 19:28 Sample(adjusted): 1951 1997 In cluded observati ons: 47 after adjusti ng en dpo ints Con verge nee achieved after 6 iterati ons Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob. AR(1) 0.978038 0.033258 29.40780 0.0000 MA(2) -0.313231 0.145855 -2.147554 0.0372 R-squared 0.297961 Mean depe ndent var 0.145596 Adjusted R-squared 0.282360 S.D.dependent var 0.056842 S.E. of regressi on 0.048153 Akaike info criteri on -3.187264 Sum squared resid 0.104340 Schwarz criteri on -3.108535 Log likelihood 76.90071 Durbi n-Watson stat 2.183396 图

　其中 Q 统计量 Q-statistic（k=15）=5.487 1 „根据图一，试建立 Dyt 的 ARMA 模型。（限选择两种形式）（6 分）

　2„根据图二，试写出模型的估计式，并对估计结果进行诊断检验。

　（8 分）

　3. 与图二估计结果相对应的部分残差值见下表， 试用（2）中你写出的模型估计式预测 1998 年的 Dyt 的值（计算过程中保留四位小数）。（6 分）

　obs Actual Fitted Residual Residual Plot

　 r 1993 0.13460 0.13386 0.00074 Il 目 • 1 1990 0,13330 0.13553 -0.00223 1 4 1 1 995- 0 J 2710 0.13014 <00304 1 J 1 1996 0.12680 0 J 2501 0.00179 1 ■ > 1 1 0.602 D.G02 18.499 0.000 2 0.235 0.200 21.378 0.0Q0 3 0J18 0.112 22.116 0.000 4 D.06Z 0.045 22.322 0.0D0 5 -D.014 0.055 22.334 O.QDO e D.075 0.047 22.657 0.001

　AC PAC Q-Stat Prob

　生命赐给我们，我们必须奉献生命，才能获得生命。

　希望是本无所谓有，无所谓无的。这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便 成了路。

　 1997 0.12370 0 J 2497 -0.00127 II 4 1