Ekonometria w testach - Pytania i prawidłowe odpowiedzi

I1) aby znalezc macierz transponowana iloczynu dwoch macierzy,jesli

macierze te sa symetryczne wystarczyznalezc iloczyn tych macierzy

2) aby iloczyn macierzy istnialmacierz pierwsza musi miec tyle samo

kolumn co macierz druga wierszy

3) macierz kwadratowa nazywamy dolna macierza trojkatna,jesliwszystkie

jej elementy powyzej glownej przekatnej sa zerowe

4) aby stosujac macierz brzegowa obliczyc iloczyn BA macierzy D, A nalezy

skonstruowac macierz brzegowa ktorej boki poczawszy od lewego gornego a

skonczywszy na prawym dolnym sa odpowiednio rownemacierz jednostkowa

odpowiedniego stopnia, macierz -A, macierz B, macierz zerowa

5) Schemat Sarrusa sluzy doobliczenia wyznacznika macierzy stopnia

trzeciego

6) rzad macierzy jest tomaksymalny stopien podmacierzy nieosobliwej

7) macierz jest dodatnio okreslona jesliwyznaczniki wszystkich jej

podmacierzy glownych sa dodatnie

8) przy pomocy wzorow Cramera moznawyznaczyc rozwiazanie ukladu

rownan, jesli macierz wspolczynnikow stojacych przy niewiadomych jest

nieosobliwa

9) jesli rzad macierzy podstawowej ukladu jest rowny rzedowi macierzy

rozszerzonej i liczbie niewiadomych toistnieje jedyne rozwiazanie ukladu

10) macierza brzegowa nazywamydowolna macierz podzielona na bloki

wedlug pewnego specjalnego schematu

11) dowolna macierz brzegowa mozemy sprowadzic do postaci gornej

macierzy trojkatnej pod warunkiem zemacierz wewnetrzna ma wyznacznik

rozny od zera

12) jesli pojedyncza macierz brzegowa przy pomocy przeksztalcen

elementranych sprowadzamy do postaci gornej macierzy trojkatnej,

tootrzymany element w prawym dolnym rogu jest ilorazem wyznacznikow

macierzy brzegowej i macierzy wewnetrznej

13) na podstawie macierzy brzegowej o bokach lewy gorny macierz A, prawy

gorny wektor b, lewy dolny macierz przeciwna do macierzy jednostkowej,

prawy dolny macierz zerowa, przy zalozeniu ze macierz wewnetrzna A jest

nieosobliwa stopnia n moznarozwiazac uklad rownan AX=b

14) wyznacznik macierzy trojkatnejjest iloczynem elementow lezacych na jej

glownej przekatnej

15) jesli do wiersza macierzy kwadratowej dodamy jej inny wiersz

pomnozony przez pewna stala a towyznacznik macierzy nie ulegnie zmianie

16) metoda graﬁczna mozna wyznaczyc rozwiazania optymalne zagadnienia

PLjesli da sie je sprowadzic do zagadnienia zawierajacego dwie zmienne

decyzyjne

17) zmienne swobodne w funkcji celu uwzgledniamyze wspolczynnikiem zero

18) kazde zagadnienie PLmozemy zapisac w postaci bazowej(kanonicznej)

19) zagadnienie PL jest sprzeczne jesliwsrod zmiennych bazowych w

rozwiazaniu optymalnym zagadnienia rozszerzonego wsytepuja zmienne

sztuczne

20) jesli zagadnienie PL posiada dwa rozne rozwiazania optymalne toposiada

ich nieskonczenie wiele

21) postac standardowa zagadnienia PL rozni sie od postaci kanonicznej czyli

bazowej tym, zenie musza w niej wystepowac wektory tworzace baze

Podgląd częściowego tekstu

Pobierz Ekonometria w testach - Notatki - Ekonometria i więcej Notatki w PDF z Ekonometria tylko na Docsity!

Ekonometria w testach - Pytania i prawidłowe odpowiedzi

I1) aby znalezc macierz transponowana iloczynu dwoch macierzy,jesli macierze te sa symetryczne wystarczyznalezc iloczyn tych macierzy

aby iloczyn macierzy istnialmacierz pierwsza musi miec tyle samo kolumn co macierz druga wierszy
macierz kwadratowa nazywamy dolna macierza trojkatna,jesliwszystkie jej elementy powyzej glownej przekatnej sa zerowe
aby stosujac macierz brzegowa obliczyc iloczyn BA macierzy D, A nalezy skonstruowac macierz brzegowa ktorej boki poczawszy od lewego gornego a skonczywszy na prawym dolnym sa odpowiednio rownemacierz jednostkowa odpowiedniego stopnia, macierz -A, macierz B, macierz zerowa
Schemat Sarrusa sluzy doobliczenia wyznacznika macierzy stopnia trzeciego
rzad macierzy jest tomaksymalny stopien podmacierzy nieosobliwej
macierz jest dodatnio okreslona jesliwyznaczniki wszystkich jej podmacierzy glownych sa dodatnie
przy pomocy wzorow Cramera moznawyznaczyc rozwiazanie ukladu rownan, jesli macierz wspolczynnikow stojacych przy niewiadomych jest nieosobliwa
jesli rzad macierzy podstawowej ukladu jest rowny rzedowi macierzy rozszerzonej i liczbie niewiadomych toistnieje jedyne rozwiazanie ukladu
macierza brzegowa nazywamydowolna macierz podzielona na bloki wedlug pewnego specjalnego schematu
dowolna macierz brzegowa mozemy sprowadzic do postaci gornej macierzy trojkatnej pod warunkiem zemacierz wewnetrzna ma wyznacznik rozny od zera
jesli pojedyncza macierz brzegowa przy pomocy przeksztalcen elementranych sprowadzamy do postaci gornej macierzy trojkatnej, tootrzymany element w prawym dolnym rogu jest ilorazem wyznacznikow macierzy brzegowej i macierzy wewnetrznej
na podstawie macierzy brzegowej o bokach lewy gorny macierz A, prawy gorny wektor b, lewy dolny macierz przeciwna do macierzy jednostkowej, prawy dolny macierz zerowa, przy zalozeniu ze macierz wewnetrzna A jest nieosobliwa stopnia n moznarozwiazac uklad rownan AX=b
wyznacznik macierzy trojkatnejjest iloczynem elementow lezacych na jej glownej przekatnej
jesli do wiersza macierzy kwadratowej dodamy jej inny wiersz pomnozony przez pewna stala a towyznacznik macierzy nie ulegnie zmianie
metoda graficzna mozna wyznaczyc rozwiazania optymalne zagadnienia PLjesli da sie je sprowadzic do zagadnienia zawierajacego dwie zmienne decyzyjne
zmienne swobodne w funkcji celu uwzgledniamyze wspolczynnikiem zero
kazde zagadnienie PLmozemy zapisac w postaci bazowej(kanonicznej)
zagadnienie PL jest sprzeczne jesliwsrod zmiennych bazowych w rozwiazaniu optymalnym zagadnienia rozszerzonego wsytepuja zmienne sztuczne
jesli zagadnienie PL posiada dwa rozne rozwiazania optymalne toposiada ich nieskonczenie wiele
postac standardowa zagadnienia PL rozni sie od postaci kanonicznej czyli bazowej tym, zenie musza w niej wystepowac wektory tworzace baze

aby rozwiazac zagadnienie PL metoda simpleks musimy zalożyć, zewszystkie zmienne decyzyjne sa nieujemne
każde rozwiazanie optymalne zagadnienia transportowegojest rozwiazaniem dopuszczalnym
jesli dla zagadnienia transportowego zerowa macierz rownowazna jest nieujemna i zawiera (m+n) zer, tomoze istniec wiecej niz jedno rozwiazanie optymalne danego zagadnienia
dla danego zbioru bazowego w zagadnieniu transportowymistnieje dokladnie jedna zerowa macierz rownowazna
w zagadnieniu transportowym kazdy zbior (m+n) wezlowzawiera cykl
cykl w zagadnieniu transportowym zawsze zawieraparzysta liczbe wezlow
jesli dla pewnego rozwiazania bazowego zagadnienia transportowego odpowiednia zerowa macierz rownowazna jest macierza zerowa, tokazde rozwiazanie dopuszczalne jest optymalnym
kazde rozwiazanie bazowe zagadnienia transportowego jestrozwiazaniem dopuszczalnym
model zagadnienia transportowego jest szczegolnym przypadkiem zagadnienia PLII
jesli rozwiazujac zagadnienie PL chcemy wprowadzic pewna zmienna do bazy, a wektor wprowadzany do bazy nie zawiera skladowych dodatnich, to dane zagadnienie PLnie ma skonczonego rozwiazania optymalnego
w zagadnieniu PL zmienne sztuczne wprowadzamy po to, abyotrzymac wszystkie wektory bazowe
zbior rozwiazan dopuszczalnych zagadnienia PLjest wypukly
jesli wszystkie wskazniki optymalnosci dj=cj-zj dla pewnego rozwiazania zagadnienia PL sa nieujemne tootrzymalismy rozwiazanie optymalne zagadnienia rozszerzonego
w modelu zagadnienia programowania liniowegowszystkie warunki ograniczajace maja postac zaleznosci liniowych
rozwiazanie bazowe zagadnienia PL o m warunkach ograniczajacychmoze przyjmowac wartosci niezerowe dla co najwyzej m zmiennych decyzyjnych
jesli jest dane pewne rozwiazanie optymalne X dla zagadnienia transportowego o macierzy kosztow C, tojest ono takze rozwiazaniem optymalnym zagadnienia tranmsportowego macierzy kosztow Cl gdzie Cl
dla dowolonego rozwiazania dopuszczalnego zagadnienia transportowegoistnieje rozwiazanie bazowe o nie wiekszym lacznym koszcie transportu
dla danego zagadnienia transportowego kazde rozwiazanie dopuszczalne jest rozwiazaniem optymalnym gdymacierz jednostkowych kosztow transportu C jest rownowazna macierzy zerowej
jesli w postaci kanonicznej zagadnienia PL wystepuje tyle zmiennych decyzyjnych ile warunkow ograniczajacych tozbior decyzji dopuszczalnych jest jednym punktem
kazde zagadnienie transportowemozna rozwiazac metoda simpleks
dwom roznym rozwiazaniom bazowym dopuszczalnym zagadnienia transportowegomoze odpowiadac jedno rozwiazanie dopuszczalne X
wrastwica funkcji celu Z dla zagadnienia PLjest prosta o rownaniu Z=c gdzie c jest pewna stala

Metoda Hellwiga doboru zmiennychwybieramy optymalny zbior zmiennych objasniajacych (ze wzgledu na pewne kryterium)
jesli dwie zmienne sa standaryzowane to ich roznicama wartosc przecietna rowna zero ale odchylenie standardowe jest na ogol rozne od jedynki
jesli rzad macierzy obserwacji Z jest mniejszy od liczny parametrow w modelu do oszacowania tonie mozna oszacowac parametrow modelu metoda MNK
Dany jest model o dwoch zmiennych objasniajacych (z wyrazem wolnym). Wartosci zmiennych objasniajacych w okresie prognozwoania sa rowne y= 2,5 , zas wekto oszacowan parametrow modelu jest rowny A= 4,3,. Na podstawie modelu dokonano prognozy wartosci zmiennej objasnianej. Wynosi ona
Czy jest mozliwe aby dla pewnej macierzy korelacji R zachodzila rownosc det R=0.526tak, gdyz macierz korelacji ma zawsze nieujemny wyznacznik
oszacowanie wyrazu wolnego w modelu o zmiennych standaryzowanych uzyskane na podstawie MNK jestrowne zero
z dwoch modeli o jednakowym wspolczynniku zbieznosci lepszy jest ten, ktoryjest koincydenty
jesli do modelu z jedna zmienna objasniajaca dodamy nastepna, towspolczynnik determinacji nie zmniejszy sie
jesli r(Y,Z)=0.9 to r(-Y,-Z) jest rowne0.
dobierajac zmienne metoda Hellwiga zapewniamymala wartosc natezenia efektu katalizy
zaleznosc stopy zysku akcji Rj od stopy zysku indeksu gieldy Rm czesto przedstawia sie za pomoca modelu Rj=aj +... tzw linii charakterystycznej papieru wartosciowego. Oszacowany wspolczynnik beta tego rownaniawskazuje o ile procent w przyblizeniu wzrosnie stopa zysku danej akcji gdy stopa zysku wskaznika rynku(indeksu gieldy) wzrosnie o 1%
czesto powiazania dwoch akcji mierzymy za pomoca wspolczynnika korelacji akcji, dokladniej stop zysku akcjiokresla on w jaki sposob stopy zysku dwoch akcji sa ze soba powiazane, jego bezwzgledna wartosc bliska i wskazuje na silne powizanie stop zysku
odchylenie standardowe papieru wartosciowego wyrazone w procentachjest wartoscia nieujemna, wskazuje jakie jest przecietne odchylenie mozliwych stop zysku od oczekiwanej stopy zysku
Majac zbior potencjalnych zmiennych objasniajacych A(7) i stosujac metode doboru zmiennych Hellwigarozpatrujemy miedzy innymi 21 podzbiorow 5-elementowych zbioru A(7)
sposrod modeli o jednakowym wspolczynniku determinacji lepszy jest ten, ktoryjest koincydentny
jesli dla pewnego modelu pojemnosc informacyjna H=1 towspolczynnik zbieznosci jest rowny zero
dla modelu jednorownaniowego, w ktorym zmienne wystepuja w postaci odchylen od srednich oszacowanie wyrazu wolnego uzyskane MNKjest rowne zero
jesli w modelu o dwoch zmiennych objasniajacych Z1, Z2 r(Y,Z1)=0.3 r (y,Z2)=0.9 r(Y,Z3)=0.5 tonieprawidlowa jest zadana z pozostalych odpowiedzi
Wiedzac ze dla modelu o dwoch zmiennych objasniajacych Z1 i Z2 r (Z1,Z2)=0 r(Y,Z1)=0.6 H=1 mozemy wywnioskowac ze r(Y,Z2) jest rowny-0. lub 0.

wiedzac ze dla modelu o dwoch zmiennych objasniajacych Z1 i Z2 r (Z1,Z2)=0 r(Y,Z1)=0.7 r(Y,Z2)=0.6 mozemy obliczyc wspolczynnik determinacji r2. jest on rowny0.8525) jesli z modelu statystycznie istotnego usuniemy jedna zmienna objasniajaca, to nowy modelbedzie takze statystycznie istotny
przez prognoze ekonometryczna rozumiemywynik czyli rezultat procesu predykcji
dla modelu o trzech zmiennych objasniajacych okreslonego przez pare korelacyjna (R, Ro) gdy r(Y,Z1)=0.5 r(Y,Z2)=0.6 r(Y,Z3)=0.8 oraz wektor ozacowan parametrow strukturalnych ma postac 0.1 0.5 0.6 wspolczynnik zbieznosci jest rowny0.
Chcac dokonac prognozy wartosci pewnej zmiennej endogenicznej zbudowano dwa modele ekonometryczne. Lepszy z nich jest tenktoremu odpowiada mniejsza wartosc astymatora wartosci prognozy
kazdy model ekonometryzny o dwoch zmiennych objasniajacych w ktorym nie wystepuje efekt katalizyjest koincydentny30) dla pewnego modelu prawdziwa jest nierownosc n+fi2+H=1. Czy jest to dzielem przypadkunie, rownosc ta jest prawdziwa dla dowolnego modeluIV
model o dwoch zmiennych objasniajacych ktorego macierz korelacji jest macierza uniwersalnajest zawsze koincydentny
jesli w modelu nie wystepuje efekt katalizy, to modeljest koincydentny jesli zawiera dwie zmienne objasniajace
jesli macierz korelacji jest macierza uniwersalna tomodel jest koincydentny i nie wystepuja w nim mocne katalizatory
w modelu ucietnym zmienna objasniana jestta sama zmienna co w modelu pierwotnym
Modele wewnetrzyny i uciety (ze wzgledu na ta sama zmienna)maja identyczne zbiory zmiennych objasniajacych i roznia sie zmienna objasniana
wspolczynnik korelacji czastkowej jest wspolczynnikiem korelacji zwyklej pomiedzy wektorami reszt modeluucietego i wewnetrznego
jesli zmienne modelu maja wartosci przecietne rowne zero, to suma skladowych wektora reszt modelu wewnetrznego jesttez rowna zero
znaki oszacowania parametru strukturalnego oraz odpowiedniego wspolczynnika korelacji czastkowej sazawsze identyczne
do badania statystycznej itostnosci zmiennej wykorzystujemywspolczynnik korelacji czastkowej przez tablice rozkladu10)jesli do danego modelu dodamy jedna zmienna objasniajaca to wartosc wspolczynnika zbieznoscinie zwiekszy sie
wspolczynnik korelacji wielowymiarowej obliczony dla modelu okreslonego przez regularna pare korelacyjna (N, Ro) gdy macierz korelacji jest macierza neutralna jestrowny najwyzeszj skladowej wektora korelacji Ro
jesli wspolczynnik zbieznosci dla modelu jest rowny zero, to sredni blad prognozy jestrowny zero
jesli wspolczynnik korelacji pomiedzy wszystkimi zmiennymi wyroznionymi w modelu sa identyczne to modeljest koincydentny i nie zawiera mocnych katalizatorow
kompensator roznicowy wprowadzamy do modelu po to, abyw miejsce zmiennej ktora nie jest koincydentna otrzymac zmienna koincydentna
wykorzystujac kompensator roznicowy kazdy model liniowy o dwoch zmiennych objasniajacych mozna doprowadzic do modelukoincydentnego o identycznym wspolczynniku determinacji

wektora przyrostu produkcji koncowej wyznaczonej na podstawie schematu wtornego

macierz leontiewanie ma zadnej wlasnosci z wymienionych w pozostalych punktach
na podstawie twierdzenia Ary mozemysprawdzic czy agregacja jest doskonala wykorzystujac jedynie macierzy kosztow A oraz operator agregowania S
w schemacie Leontiewasuma elementow dowolnej kolumny macierzy Px jest nie wieksza od wartosci produkcji globalnej odpowiedniej galezi
Calkowity koszt produkcji ki i-tego dzialu w schemacie Leontiewajest rowny sumie wartosci sily roboczej zatrudnionej w i-tym dziale oraz sumie wartosci produkcji zuzywanej w danym dziale sposrod wszystkich dzialow
zysk i-tego dzialu produkcji w schemacie Leontiewajest roznica miedzy wartoscia produkcji globalnej a calkowitym kosztem produkcji i moze przyjmowac dowolna wartosc
jednostkowa wartosc dodana w schemacie leontiewa jestsuma wartosci sily roboczej na jednostke i-tego dzialu oraz jednostkowego zysku
na podstawie schematu leontiewa znajac macierz wspolczynnikow pracochlonnosci A oraz wektor cen pmozemy wyznaczyc wektor jednostkowych wartosci dodanych
element Aij stojacy w wezle (i,j) macierzy odwrotnej do macierzy (I-A*)T jest wspolczynnikiem wrazliwosci ceny wywolany jednostkowa zmiana zysku. Mowi on namze wzrost zysku jednostkowego Mj o jednostke powoduje wzrost ceny pi w i-tym dziale Aij
w schemacie Leontiewa (w ujeciu wartosciowym o dwoch galeziach x11=10 x12=20, zas wartosc produkcji globalnej dzialu I wynosi 100 jednostek pienieznych. Wiedzac ze cena jednostki produktu w dziale pierwszym wynosi 5 jednostek pienieznych wyznaczono wielkosc produkcji koncowej tego dzialu (w jednostkach fizycznych). Wynosi ona 14 jednostek VI
W modelu trenduzmienna endogeniczna jest funkcja zmiennej czasowej t i skladnika losowego
jesli wartosci zmiennej Y sa funkcja liniowa czasu t, to estymator wariancji skladnika losowego dla liniowego modelu trendu zmiennej Y jestrowny zero
budujac model trendu wielowymiarowego wybieramy taki wielomian zmiennej abyzwiekszenie jego stopnia nie powodowalo istotnego spadku wartosci estymatora wariancji skladnika losowego
w modelu trendu wielowymiarowego zazwyczaj doprowadzamy do sytuacji takiej, ze suma wratosci zmiennej czasowej t jest rowna zero. Zapewnia toznaczne uproszczenie obliczen
Trend liniowyjest najprostszym i najczesciej stosowanym modelem trendu wielomianowego
szacujac parametry modelu trendu wielomianowego stosujemyMNK
jesli w modelu trendu liczba parametrow do szacowania jest rowna liczbie obserwacji ktorymi dysponujemy to estymator wariancji skladnika losowego jestrowny nieskonczonosci
stosujac model trendustaramy sie mozliwie dokladnie opisac zmiany w czasie zmiennej Y
jezeli wartosci zmiennej Y sa funkcja liniowa czasu t, to wartosci teoretyczne zmiennej Y obliczone na podstawie trendu liniowego i pelzajacegosa identyczne dla dowolnego l

przyjmujac w trendzie pelzajacym l=2 i obliczajac wartosci teoretyczne na podstawie trendu pelzajacego otrzymamy wektor wartosci teoretycznychidentyczny z wektorem wartosci rzeczywistych
jesli przy wyznaczaniu trendu pelzajacego przyjmiemy l=n (czyli liczbie obserwacji) to wartosci trendu pelzajacegosa identyczne z wartosciami teoretycznymi obliocznymi na podstawie trendu liniowego
model trendu stosujemy gdynie interesuja nas przyczyny ksztaltowania sie zmiennej objasnianej Y lub nie sa one znane a interesuje nas ksztaltowanie sie Y w czasie
na podstawie szeregu czasowego o 8 obserwacjach zbudowano model trendu wielomianowego przyjmujac jako optymalny wielomian stopnia siodmego. Obliczono nastepnie sume kwadratow skladowych wektora reszt. Jest onarowna zero
metoda wag harmonicznych zwiazana jest z predykcja na podstawie szeregu czasowego wedlug zasady powtarzania informacji. Zgodnie z ta zasadabardziej preferuje sie informacje nowe niz starsze
trend pelzajacy sluzy dowyrownania szeregu czasowego zmiennej prognozowanej
model trendu liniowego jestszczegolnym przypadkiem modelu jednorownaniowego w ktorym jedyna zmienna objasniajaca jest czas
Zbudowano model trendu wielomianowego kursu pewnej akcji na podstawie danych z wczesniejszych okresow i otrzymano wielomian stopnia drugiego. Przyjmujac ze aktualny okres jest okresem dziewiatym oszacowano parametry modelu MNK i otrzymano wektor oszacowan A= 2 -0.1 0.. Prognoza wartosci ceny akcji na okres dziesiaty wynosic bedzie3 j.p.
Zmienna Y w szesciu kolejnych okresach przyjela wartosci: 10, 12, 14, 16, 18, 20. Najlepszym modelem opisujacym trend tej zmiennej jestmodel trendu liniowego
Im stopien modelu trendu wielomianowego jest wyzszy tym zazwyczaj estymator wariancji skladnika losowego modelu jestnizszy jesli tylko mamy dostatecznie duza liczbe stopni swobody
jesli budujemy model trendu wielomianowego na podstawie 40 obserwacji i przyjelismy jako optymalny wielomian stopnia dugiego, to mamy 37 stopni swobodyVII
model trendu jest przykladem modelu symptomatycznego. W modelach takichzmienne objasniajace nie pelnia roli przyczyn ksztaltowania sie zmiennej objasnianej ale sa mocno skorelowane ze zmienna Y
w modelu rekurencyjnymwystepuja jednostronne powiazania pomiedzy zmiennymi lacznie wspolzaleznymi
w modelu o rownaniach wspolzaleznychwystepuja wielostronne powiazania pomiedzy zmiennymi lacznie wspolzaleznymi
jesli w modelu w ktorym wystepuja trzy zmienne lacznie wspolzalezne w macierzy parametrow przy zmiennych lacznie wspolzaleznych wystepuja dwa zera, to model ten jest modelemwspolzaleznym
model nazywamy zupelnym jeslimacierz beta jest nieosobliwa
MNK mozemy szacowac parametry modeli
prostych i rekurencyjnych
PMNK mozemy szacowac parametry modelijednoznacznie identyfkowalnych
2MNK mozemy szacowac parametry modeliidentyfkowalnych

w modelu prostym macierze parametrow przy zmiennych z gory ustalonych postaci strukturalnej i zredukowanej saidentyczne z dokladnoscia do znaku
rownania jednoznacznie identyfikowalne mozemy estymowacPMNK lub 2 MNK
jesli znamy parametry formy zredukowanej modelu, to zazwyczaj mozemy wyznaczyc parametry formy strukturalnej rownania jesli rownanie to jestjednoznacznie identyfikowalne
przy estymacji PMNK macierze brzegowe stosujemy doszacowania parametrow formy zredukowanej modelu MNKVIII
szacujac parametry rownania 2MNKzmienne lacznie wspolzalezne ktore w danym rownaniu pelnia role zmiennych objasniajacych zastepujemy ich wartosciami teoretycznymi
jesli parametry modelu prostego oszacujemy 2MNK to uzyskane ocenysa identyczne z oszacowaniami na podstawie MNK
zalozmy ze w rownianiu w ktorym role zmiennej objasnianej pelni Y wsytepuja zmienne lacznie wspolzalezne Y, P, I oraz zmienne z gory ustalone Z, T, S. Chcac oszacowac parametry tego rownania 2MNK musimywyznaczyc na podstawie formy zredukowanej wartosci teoretyczne zmiennych P oraz I
jesli liczba danych obserwacji jest mniejsza od liczby zmiennych z gory ustalonych modelu to nie mozemy oszacowac parametrow modeluzadna z metod wymienionych w pozostalych punktach
jesli chcemy dokonac prognozy na podstawie modelu o rownaniach wspolzaleznych to zazwyczaj wykorzystujemyoszacowana forme zredukowana modelu
jesli w modelu wystepuja zmienne endogeniczne z opoznieniami czasowymi i chcemy na jego podstawie dokonac prognozy na kilka okresow naprzod tomusimy dokonac wczesniej prognozy wartosci zmiennych lacznie wspolzaleznych na wszystkie okresy posrednie
jesli w modelu wystepuja jedynie zmienne lacznie wspolzalezne to model jestnieidentyfikowalny
jesli w kazdym rownaniu modelu wspolzaleznego wsytepuja te same zmienne z gory ustalone to model jestnieidentyfikowalny
jesli w pierwsyzm rownaniu modelu wystepuja dwie zmienne lacznie wspolzalezne P oraz D natomiast w trzecim rownaniu wystepuja miedzy innymi tez te zmienne lacznie wspolzalezne to modeljest modelem wspolzaleznym
jesli dla kazdego rownania modelu jednoznacznie identyfikowalnego dodamy te sama zmienna z gory ustalona to nowy modeltez bedzie jednoznacznie identyfikowalnym
jesli w modelu jest 8 zmiennych z gory ustalonych i 5 zmiennych egzogenicznych tosa w nim zmienne endogeniczne z opoznieniami czasowymi
modelem ekonometrycznym ktory szczegolnie czesto stosowany jest w badaniach ekonometrycznych jest funkcja produkcji typu Cobba-Douglasa. Jest onafunkcja potegowa wielu zmiennych
do estymacji parametrow strukturalnych modeli o rownaniach wspolzaleznych nie stosujemy MNK gdyz otzrymane estymatory nie sa zgodne. Estymator jest zgodny gdyjego rozklad skupia sie wokol parametru gdy lieczbnosc proby jest wystarczajaco duza
glownymi barierami w zastosowaniach praktycznych metod ekonometrycznych sawszystkie czynniki wymienione w pozostalych punktachIX

jesli macierz korelacji modelu jest odpowiednia macierza neutralna, zas wektor korelacji ma postac Ro= 0.7 0.4 0.8 to wektor B oszacowan prametrow modelu mja postacB= 0 0 0.
dany jest model o dwoch zmiennych objasniajacych (z wyrazem wolnym). wartosc zmiennych objasniajacych w okresie i prognozowanym sa rowne v= 2, zas wektor oszacowan parametrow modelu jest rowny A= 4 3 1. Na podstawie modelu dokonano prognozy wartosci zmiennej objasnianej. Wynosi ona
wektor B oszacowan parametrow strukturalnych modelu z jedna zmienna objasniajaca danego przez pare korelacyjna (R, Ro), gdzie R= 1 , Ro= 0 64 ma postacB= 0.
jesli wspolczynnik wrazliwosci ceny A13 jest rowny 0,4 oznacza to,zewzrost zysku jednostkowego w dziale trzecim o I wymusza wzrost ceny produktu dzialu pierwszego o 0.4 j p
jesli wspolczynniki korelacji spelaniaja rownosci r(X,Y)=r(Y,Z)=I tor(X,Y)=I
jesli dla modelu o dwoch zmiennych objasniajacych r(Y,Z1)=0.6 r (Y,Z2)=0.8 r(Z1,Z2)=0.8 wowczaspojemnosc informacyjna H jest rowna 5/

Ekonometria w testach - Notatki - Ekonometria, Notatki z Ekonometria

Dokumenty powiązane

Podgląd częściowego tekstu

Pobierz Ekonometria w testach - Notatki - Ekonometria i więcej Notatki w PDF z Ekonometria tylko na Docsity!