03 (148)

rm ł rrwhtr)* im | »*<fc mmIiI tki*n»m*4t\xtn\rh

rm ł rrwhtr)* im | »*<fc mmIiI tki*n»m*4t\xtn\rh

5.13	^:odp
a
b
c
5.14	Odp
a
b
c
5.15	Odp
a
b
c
5.16	Odp
a
b
c

• X*> -

Nł podstawie danych l 0Hla11iK.l1 V kwartałów w pewnej mic oszacowano model średnich micsięs/nych zutobków w ,i. nym Ww.in.ik-, Y, (w tyn. zJ). i średniej zbiorowej wydajności |n cy w tym kwartak. X, (w tys. zl na jednego /jirudmuw3 Model len jesl pouaci: Iny, --0.3l6f 0.479 In*,. przy cim

' - [-££! OJIj) « - ^0Mt '*’*• ’

a)    model mu/na zapisać w postaci - 0.729 z? *’\

b> model mo/na zapisać w postaci tf, - e •    ii.,_

c) na poziomie iNAaici a *• 0.05 pirometry lego modelu mc s i*in

leśli wykorzystamy infotmacjc z. poprzedniego sprawdzianu (VI «« wiemy, ze Jednia wydajność pracy w badanych 9 kwa opasano modelem trendu postaci: t, - 1.833+U/. to średnich miesięcznych zarobków na następny kwartał wynosi ■ |»» zaokmgkmu do 3 miejsc po przecinka):

•) 2.196 zl,

b)    2.819 /J.

C) 16.833 zł

Dla prognozy wyznaczonej w poprzednim sprawdzianie (5.1*1 oszacowaniu ex antę odpowiednich błędów predykcji wynoszą ip-zaokrugkmu do 3 miejsc po przecinku):

a)    *_0it-0.051.

b)    V_{D (} -0.051,

c)    z*.- 0.141

W celu oszacowania modelu y, -/ł,+^,r,,+/5j.»„+|,. «brjn» informacje dotyczące występujących w nim zmiennych z 6 krajów

Na ich podstawic obliczono: (X'X) ¹ =1-1 2

Wiadomo, ze V₄ = 20*. Wynika s**J. Ze:    ² ° ³

a) model ten ma postać f, = l3-5z„- I2z,j.

bj Wedy ocen parametrów wynosz* D(b_t) - 0.707, /Mb,) = 0.707, 0(6, > = 0.866.

c) błędów ocen parametrów mc można obliczyć, gdy Z nie znamy wariancji składnika resztowego potrzebnej do wyznaczenia macierzy vartb).

j 117	<Mp	JcUi wykorzystamy mlsimucyc / poprzedniego sprawdzianu (5.16) i przyjmiemy. ze wartusci «ibu zmiennych objaśniających w okresie T • 7 są równe 11,1, lo lar/ymamy:
4		a) )<= 113.
t.		b) >< = - 106.
i
i IX	(WpT	IMa prognozy wyznaczonej w poprzednim sprawdzianie (5.17) oszacowania «•« antr odpowiednich błędów predykcji wynoszą <P« zaokrągleniu do 3 miejsc po przecinku):
»		a) **,=0.7113.
1'		b) V*, - 6.929*.
i		c) **. - 10324.
M"	Odp	Aby oszacować parametry modelu przyczynowoopisowego postaci y, = iulr)) przeprowadzić tramformację:
»		»> y.-tay,
1' ■		b) y, = r’ oraz In*,. C) modelu tego nie da sic sprowadzić do postaci liniowej.
<:»	Odp	Kryterium podziału modeli wiclorównaniowych na modele proste, rekurencyjne i o równaniach współzależnych jest:
1 *'		a) macierz I' parametrów strukturalnych danego modelu stojących przy zmiennych z góry ustalonych.
j h		b) macierz B parametrów strukturalnych danego modelu stojących przy zmiennych łącznic współzależnych.
1 ^c_		c) obie wymienione wyżej macierze
VII	Odp.	Jeżeli macierz B parametrów strukturalnych danego modelu wielorównaiuowego stojących przy znucnnych łącznie wipółzalc/nych jest trójkątna, to mamy do czynienia z modelem:
1 **		a) prostym.
b		b) tckurcncyynym.
| C		c) o równaniach współzależnych