I Kolokwium z Ekonometrii. Nazwisko i imi...grupa...

Podobne dokumenty
Ekonometria. wiczenia 2 Werykacja modelu liniowego. Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

Modele wielorównaniowe. Estymacja parametrów

Ekonometria. wiczenia 7 Modele nieliniowe. Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

Ekonometria - wykªad 1

Ekonometria - wykªad 8

Ekonometria. Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego Estymator KMNK. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

EKONOMETRIA. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar.

Modele wielorównaniowe. Problem identykacji

Metoda najmniejszych kwadratów

Podstawy ekonometrii. Opracował: dr hab. Eugeniusz Gatnar prof. WSBiF

e) Oszacuj parametry modelu za pomocą MNK. Zapisz postać modelu po oszacowaniu wraz z błędami szacunku.

Ekonometria. wiczenia 4 Prognozowanie. Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

TEST STATYSTYCZNY. Jeżeli hipotezę zerową odrzucimy na danym poziomie istotności, to odrzucimy ją na każdym większym poziomie istotności.

Metody Ilościowe w Socjologii

K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.

Ekonometria. wiczenia 8 Modele zmiennej jako±ciowej. Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

Metoda najmniejszych kwadratów

Ekonometria. Zajęcia

Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2017/2018

JEDNORÓWNANIOWY LINIOWY MODEL EKONOMETRYCZNY

1.1 Klasyczny Model Regresji Liniowej

Ekonometria. Prognozowanie ekonometryczne, ocena stabilności oszacowań parametrów strukturalnych. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI REGRESJA LINIOWA

Estymacja parametrów modeli liniowych oraz ocena jakości dopasowania modeli do danych empirycznych

Ekonometria. Dobór postaci analitycznej, transformacja liniowa i estymacja modelu KMNK. Paweł Cibis 9 marca 2007

Modele wielorownaniowe

parametrów strukturalnych modelu = Y zmienna objaśniana, X 1,X 2,,X k zmienne objaśniające, k zmiennych objaśniających,

Ekonometria egzamin wersja Informatyka i Ekonometria 26/06/08

Zależność. przyczynowo-skutkowa, symptomatyczna, pozorna (iluzoryczna),

5. Model sezonowości i autoregresji zmiennej prognozowanej

Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2014/2015

Ekonometria. Weryfikacja liniowego modelu jednorównaniowego. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

Ekonometria egzamin 06/03/ W trakcie egzaminu wolno używać jedynie długopisu o innym kolorze atramentu niż czerwony oraz kalkulatora.

, a reszta dla pominiętej obserwacji wynosi 0, RSS jest stałe, T SS rośnie, więc zarówno R 2 jak i R2 rosną. R 2 = 1 n 1 n. rosnie. n 2 (1 R2 ) = 1 59

EKONOMETRIA prowadzący: Piotr Piwowarski

Metody Ekonometryczne

Ekonometria. wiczenia 1 Regresja liniowa i MNK. Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

Ćwiczenia IV

Testowanie hipotez statystycznych

Metoda najmniejszych kwadratów

Wst p do ekonometrii II

Testowanie hipotez statystycznych

Modele wielorównaniowe (forma strukturalna)

3. Modele tendencji czasowej w prognozowaniu

Ekonometria egzamin 01/02/ W trakcie egzaminu wolno używać jedynie długopisu o innym kolorze atramentu niż czerwony oraz kalkulatora.

Testowanie hipotez statystycznych

Metody Ekonometryczne

STATYSTYKA. Rafał Kucharski. Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach 2015/16 ROND, Finanse i Rachunkowość, rok 2

Testowanie hipotez statystycznych związanych ą z szacowaniem i oceną ą modelu ekonometrycznego

ESTYMACJA BŁĘDU PREDYKCJI I JEJ ZASTOSOWANIA

Analiza wariancji w analizie regresji - weryfikacja prawdziwości przyjętego układu ograniczeń Problem Przykłady

Ekonometria. Ćwiczenia nr 3. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD listopada 2009

Rozdział 2: Metoda największej wiarygodności i nieliniowa metoda najmniejszych kwadratów

Analizowane modele. Dwa modele: y = X 1 β 1 + u (1) y = X 1 β 1 + X 2 β 2 + ε (2) Będziemy analizować dwie sytuacje:

Elementarna statystyka Wnioskowanie o regresji (Inference 2 czerwca for regression) / 13

Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1

Ekonometria egzamin 02/02/ W trakcie egzaminu wolno używać jedynie długopisu o innym kolorze atramentu niż czerwony oraz kalkulatora.

Prognozowanie i Symulacje. Wykład I. Matematyczne metody prognozowania

Mikroekonometria 3. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński

Narzędzia statystyczne i ekonometryczne. Wykład 1. dr Paweł Baranowski

Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1

Mikroekonometria 4. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński

Teoretyczne podstawy analizy indeksowej klasyfikacja indeksów, konstrukcja, zastosowanie

Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności. dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl

Spis treści Wstęp Estymacja Testowanie. Efekty losowe. Bogumiła Koprowska, Elżbieta Kukla

Statystyka opisowa. Wykład V. Regresja liniowa wieloraka

Statystyka. Wykład 9. Magdalena Alama-Bućko. 24 kwietnia Magdalena Alama-Bućko Statystyka 24 kwietnia / 34

Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu

Natalia Neherbecka. 11 czerwca 2010

ANALIZA DYNAMIKI DOCHODU KRAJOWEGO BRUTTO

Ekonometria ćwiczenia 3. Prowadzący: Sebastian Czarnota

Zawansowane modele wyborów dyskretnych

Ekonometria dla IiE i MSEMat Z12

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD października 2009

Własności statystyczne regresji liniowej. Wykład 4

PROBABILISTYKA I STATYSTYKA - Zadania do oddania

Matematyka z elementami statystyki

Ekonometria egzamin wersja ogólna 17/06/08

Ekonometria egzamin 02/02/ W trakcie egzaminu wolno używać jedynie długopisu o innym kolorze atramentu niż czerwony oraz kalkulatora.

1 Metoda Najmniejszych Kwadratów (MNK) 2 Interpretacja parametrów modelu. 3 Klasyczny Model Regresji Liniowej (KMRL)

Ekonometria. Własności składnika losowego. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

Stacjonarne procesy gaussowskie, czyli o zwiazkach pomiędzy zwykła

Heteroscedastyczność. Zjawisko heteroscedastyczności Uogólniona Metoda Najmniejszych Kwadratów Stosowalna Metoda Najmniejszych Kwadratów

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1

Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki

Przyczynowość Kointegracja. Kointegracja. Kointegracja

Współczynnik korelacji. Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ

Ekonometria. Dobór postaci analitycznej, transformacja liniowa i estymacja modelu KMNK. Paweł Cibis 23 marca 2006

Autokorelacja i heteroskedastyczność

Ekonometria. Modelowanie zmiennej jakościowej. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej

Ekonometria egzamin wersja Informatyka i Ekonometria 29/01/08

Ekonometria egzamin 07/03/2018

Modele DSGE. Jerzy Mycielski. Maj Jerzy Mycielski () Modele DSGE Maj / 11

Ekonometria. wiczenia 3 Autokorelacja, heteroskedastyczno±, wspóªliniowo± Andrzej Torój. Instytut Ekonometrii Zakªad Ekonometrii Stosowanej

Dane zgrupowane: każda obserwacja należy do jednej grupy i jest tylko jeden czynnik grupujący

Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)

2. P (E) = 1. β B. TSIM W3: Sygnały stochastyczne 1/27

czerwiec 2013 Uwaga: Przy rozwiązywaniu zadań, jeśli to konieczne, należy przyjąć poziom istotności 0,1 i współczynnik ufności 0,90

Metody Ekonometryczne Modele wielorównaniowe

Transkrypt:

ZESTAW A1 I Kolokwium z Ekonometrii Nazwisko i imi...grupa... 1. Model teoretyczny ma posta: z t = α 0 + α 1 x t + α 2 p t + ξ t, (t = 1, 2,..., 28) (1) gdzie: z t - koszty produkcji w mln z, p t - wielko zatrudnienia w tysiźcach osób, x t - wielko produkcji w tysiźcach sztuk, ξ t - skadnik losowy, α 0, α 1, α 2 - parametry strukturalne. Model empiryczny ma posta: z t = 294 + 4x t 20p t + ˆξ t, (t = 1, 2,..., 28) (2) Oszacowania parametrów struktury stochastycznej oraz statystyki: Uzupenij nastpujźce zdania: ˆσ ξ = 2; R 2 = 0, 96; z = 362; (a) Zmiennymi endogenicznymi w tym modelu sź... (b) Zmiennymi egzogenicznymi natomiast sź... (c) Liczba stopni swobody wynosi... (d) rednie bdy szacunku parametów strukturalnych α 1 i α 2 wynoszź odpowiednio... i... (e) Jeeli p t wzronie o..., natomiast... =..., to oczekuj, e... (f) Jeeli x t wzronie o..., natomiast... =..., to oczekuj, e... (g)...czci rzeczywistej zmiennoci... zostaa wyjaniona przez model empiryczny. (h) Wartoci rzeczywiste... odchylajź si od wartoci teoretycznych tej zmiennej... 1

(i) Bźd resztowy stanowi...%... wartoci...... 2. Czy wymienione niej zdania sź prawdziwe? Zakrel odpowiedni kwadrat. (a) Wzór ˆ β = σ2 ξ (X X) definiuje próbkowź macierz wariancji bdów estymacji parametrów strukturalnych. (b) Zmienne objaniajźce nie powinny by zbyt silnie skorelowane ze zmiennź endogenicznź, bo wtedy nie bdź spenione warunki numeryczne modelu. (c) Wspóczynnik zbienoci ϕ 2 informuje, jakź cz zmiennoci reszt stanowi zmienno rzeczywista zmiennej endogenicznej. (d) Liczba stopni swobody, jest to rónica midzy liczebnociź próby a liczbź szacowanych parametrów, pomniejszonź o jeden. (e) Elastyczno dochodowa popytu równa E(p, d) = 0, 8(±0, 3), oznacza, e wzrostowi dochodu o sto zotych, przy staoci pozostaych czynników objaniajźcych, towarzyszy wzrost popytu o 0,8% z dokadnociź do 0,3%. (f) redni bźd resztowy suy do mierzenia siy i kierunku skorelowania reszt w czasie. (g) Reszta jest to rónica midzy wartociź rzeczywistź a teoretycznź zmiennej endogenicznej. (h) Jedno z zaoe stochastycznych MNK mówi, e E(ξ) = 0 (i) Doźczenie do modelu kolejnej, istotnej zmiennej objaniajźcej powoduje automatycznie wzrost wartoci wspóczynnika determinacji. 2

ZESTAW B1 I Kolokwium z Ekonometrii Nazwisko i imi...grupa... 1. Model teoretyczny ma posta: z t = α 0 + α 1 x t + α 2 p t + ξ t, (t = 1, 2,..., 35) (3) gdzie: z t - koszty produkcji w mln z, p t - wielko zatrudnienia w tysiźcach osób, x t - wielko produkcji w tysiźcach sztuk, ξ t - skadnik losowy, α 0, α 1, α 2 - parametry strukturalne. Model empiryczny ma posta: z t = 294 + 4x t 20p t + ˆξ t, (t = 1, 2,..., 35) (4) Oszacowania parametrów struktury stochastycznej oraz statystyki: Uzupenij nastpujźce zdania: ˆσ ξ = 2; R 2 = 0, 96; z = 362; (a) Zmiennymi objanianymi w tym modelu sź... (b) Zmiennymi objaniajźcymi natomiast sź... (c) Liczba stopni swobody wynosi... (d) rednie bdy szacunku parametów strukturalnych α 1 i α 2 wynoszź odpowiednio... i... (e) Jeeli p t spadnie o..., natomiast... =..., to oczekuj, e... (f) Jeeli x t spadnie o..., natomiast... =..., to oczekuj, e... (g)...czci rzeczywistej zmiennoci... nie zostaa wyjaniona przez model empiryczny. (h) Wartoci rzeczywiste... odchylajź si od wartoci teoretycznych tej zmiennej... 3

(i) Bźd resztowy stanowi...%... wartoci... 2. Czy wymienione niej zdania sź prawdziwe? Zakrel odpowiedni kwadrat. (a) Wzór ˆ β = ˆσ2 ξ (X X) 1 definiuje próbkowź macierz wariancji i kowariancji bdów estymacji parametrów strukturalnych. (b) Zmienne objaniajźce powinny by zbyt silnie skorelowane ze zmiennź endogenicznź, bo wtedy bdź spenione zaoenia stochastyczne modelu. (c) Wspóczynnik zbienoci R 2 informuje, jakź cz zmiennoci teoretycznej stanowi zmienno rzeczywista zmiennej endogenicznej. (d) Liczba stopni swobody, jest to rónica midzy liczebnociź próby a liczbź zmiennych objaniajźcych, pomniejszonź o jeden. (e) Elastyczno dochodowa popytu równa E(p, d) = 0, 8(±0, 3), oznacza, e wzrostowi dochodu o 1%, przy staoci pozostaych czynników objaniajźcych, towarzyszy wzrost popytu o 0,8% z dokadnociź do 0,3%. (f) redni bźd resztowy suy do mierzenia siy skorelowania reszt w czasie. (g) Reszta jest to rónica midzy wartociź rzeczywistź a zlogarytmowanź zmiennej endogenicznej. (h) Jedno z zaoe stochastycznych MNK mówi, e E(ξ) 2 = σξ 2 = const (i) Doźczenie do modelu kolejnej, nieistotnej zmiennej objaniajźcej powoduje automatycznie spadek wartoci wspóczynnika determinacji. 4

ZESTAW A2 I Kolokwium z Ekonometrii Nazwisko i imi...grupa... 1. Model teoretyczny ma posta: y t = α 0 + α 1 x t + γ 1 y t 1 + ξ t, (t = 1, 2,..., 38) (5) gdzie: y t - miesiczne wydatki na paliwo z, x t - miesiczne dochody w setkach zotych, ξ t - skadnik losowy, α 0, α 1, γ 1 - parametry strukturalne. Model empiryczny ma posta: y t = 420 + 0, 71 x t + 0, 20 y t 1 + ˆξ t, (t = 2,..., 38), (±168) (±0, 09) (±0, 05) (6) Oszacowania parametrów struktury stochastycznej oraz statystyki: Uzupenij nastpujźce zdania: ˆσ ξ = 25; R 2 = 0, 92; ȳ = 400; (a) Zmiennymi endogenicznymi w tym modelu sź... (b) Zmiennymi egzogenicznymi natomiast sź... (c) Jest to model (klasyfikacja): (1)... (2)... (3)... (4)... (d) Jest to model stacjonarny poniewa... (e) Liczba stopni swobody wynosi... (f) Jeeli x t wzronie o..., natomiast..., to oczekuj, e...... (g) Jeeli y t 1 wzronie o..., natomiast......,to oczekuj, e...... 5

(h)...czci rzeczywistej zmiennoci... zostaa wyjaniona przez model empiryczny. (i) Wartoci rzeczywiste... odchylajź si od wartoci teoretycznych tej zmiennej... (j) Bźd resztowy stanowi...%... wartoci... 2. Czy wymienione niej zdania sź prawdziwe? Zakrel odpowiedni kwadrat. (a) Wspóczynnik zmiennoci losowej informuje jaki jest procentowy udzia redniego bdu resztowego w przecitnej wartoci zmiennej objanianej. (b) Konsekwencjź wspóliniowoci zmiennych objaniajźcych jest (k + 1) > r(x). (c) Posta analityczna funkcji produkcji Cobb-Douglasa jest potgowa i wyglźda nastpujźco: Q t = α 0 M α 1 t Z α 2 t ξ t, t = 1, 2,..., T gdzie: Q t - wielko produkcji przedsibiorstwa w mln sztuk, M t - majźtek trway przedsibiorstwa w mln zotych, Z t - zatrudnienie w przedsibiorstwie w tysiźcach osób. Powyszy model doprowadzony do postaci liniowej ma posta: log Q t = log α 0 log M α 1 t log Z α 2 t log ξ t, t = 1, 2,..., T (d) Parametry strukturalne w modelu potgowym Cobb-Douglasa sź elastycznociami czźstkowymi produkcji wzgldem nakadów czynników produkcji. (e) Zmienne objaniajźce powinny by skorelowane midzy sobź, bo tylko wtedy bdź spenione zaoenia numeryczne MNK. 6

(f) Wspóczynnik zbienoci ϕ 2 informuje, jakź cz rzeczywistej zmiennoci zmiennej endogenicznej stanowi zmienno reszt. (g) Liczba stopni swobody, jest to rónica midzy liczebnociź próby a liczbź szacowanych parametrów, pomniejszonź o jeden. (h) Elastyczno dochodowa popytu równa E(p, d) = 0, 8(±0, 3), oznacza, e wzrostowi dochodu o 1%, przy staoci pozostaych czynników objaniajźcych, towarzyszy spadek popytu o 0,8% z dokadnociź do 0,3%. (i) redni bźd resztowy suy do mierzenia siy i kierunku skorelowania reszt w czasie. (j) Reszta jest to rónica midzy wartociź rzeczywistź a teoretycznź zmiennej endogenicznej. (k) Jedno z zaoe stochastycznych MNK mówi, e E(ξ) = 0 (l) Doźczenie do modelu kolejnej, istotnej zmiennej objaniajźcej powoduje automatycznie wzrost wartoci wspóczynnika determinacji. 7

ZESTAW B2 I Kolokwium z Ekonometrii Nazwisko i imi...grupa... 1. Model teoretyczny ma posta: y t = α 0 + α 1 x t + γ 1 y t 1 + ξ t, (t = 1, 2,..., 32) (7) gdzie: y t - przecitne wynagrodzenie brutto w z, x t - indeks cen towarów i usug konsumpcyjnych w %, ξ t - skadnik losowy, α 0, α 1, γ 1 - parametry strukturalne. Model empiryczny ma posta: y t = 1800 0, 6 x t + 0, 2 y t 1 + ˆξ t, (t = 2,..., 32), (±450) (±0, 6) (±0, 05) (8) Oszacowania parametrów struktury stochastycznej oraz statystyki: Uzupenij nastpujźce zdania: ˆσ ξ = 250; R 2 = 0, 42; ȳ = 1400; (a) Zmiennymi endogenicznymi w tym modelu sź... (b) Zmiennymi egzogenicznymi natomiast sź... (c) Jest to model (klasyfikacja): (1)... (2)... (3)... (4)... (d) Jest to model stacjonarny poniewa... (e) Liczba stopni swobody wynosi... (f) Jeeli x t wzronie o..., natomiast..., to oczekuj, e...... 8

(g) Jeeli y t 1 wzronie o..., natomiast......,to oczekuj, e...... (h)...czci rzeczywistej zmiennoci... zostaa wyjaniona przez model empiryczny. (i) Wartoci rzeczywiste... odchylajź si od wartoci teoretycznych tej zmiennej... (j) Bźd resztowy stanowi...%... wartoci... 2. Czy wymienione niej zdania sź prawdziwe? Zakrel odpowiedni kwadrat. (a) redni bźd resztowy informuje o ile procent odchylajź si rzeczywiste wartoci zmiennej objanianej od jej wartoci przecitnej. (b) Konsekwencjź wspóliniowoci zmiennych objaniajźcych jest X X = 0. (c) Posta analityczna wykadniczej funkcji zapasów pewnej firmy i wyglźda nastpujźco: Z t = e α 0+α 1 t+ξ t, t = 1, 2,..., T gdzie: Z t - wielko zapasów materiau w mln sztuk, t - zmienna czasowa przyjmujźca jako warto numery kolejnych miesicy. Powyszy model doprowadzony do postaci liniowej ma posta: log Z t = α 0 + α 1 t + ξ t, t = 1, 2,..., T (d) Parametr strukturalny α 1 w powyszym modelu wykadniczym jest tempem zmian zapasów w firmie, wyraonym w %. (e) Zmienne objaniajźce powinny by skorelowane ze zmiennź objanianź, bo tylko wtedy oszacowane parametr bdź miay sensownź interpretacj ekonomicznź. 9

(f) Wspóczynnik zbienoci ϕ 2 informuje, jakź cz zmiennoci teoretycznej zmiennej endogenicznej stanowi jej rzeczywista zmienno. (g) Liczba stopni swobody, jest to rónica midzy liczebnociź próby a liczbź zmiennych objaniajźcych, powikszonź o jeden. (h) Parametr kracowy popytu wzgldem dochodu równa E(p, d) = 0, 8(±0, 3), oznacza, e wzrostowi dochodu o 1 jednostk, przy staoci pozostaych czynników objaniajźcych, towarzyszy wzrost popytu o 0,8 jednostki z dokadnociź do 0,3 jednostki. (i) Reszta jest to rónica midzy wartociź rzeczywistź zmiennej endogenicznej a jej wartociź oszacowanź za pomocź modelu, co zapisujemy jako: ˆξ = y x ˆβ. (j) Jedno z zaoe stochastycznych MNK mówi, e E(ξ) 2 = σξ 2 (k) Doźczenie do modelu kolejnej, nieistotnej zmiennej objaniajźcej powoduje automatycznie spadek wartoci wspóczynnika determinacji. 10