aparat (13)

1'est nr 3 dla grupy Z4R2S0

Imię i nazwisko....................................................... Dała............................

Zmmif:

/. Społród taląrynftk B+mrirdd 4o pjiaA jędrna jat prmrdińr*. WykrmmU młptwitAJpolrę na poarwitniu maku — Jgj jpmpA w ktdm maie ta nią.

i. Za hajdą wfhnm^ ftmwUhmą adfoiiedl atnfmmjt dę t fmmht Za wytramie Uę4n*j tai więcej m&jadatj o4fimie4zi, atrdlguę wfbramgj i wtkataaia iawtj aM aitmAńrirmt itjwifto' otnfmaje dę I punktów.

3. Za katdą jętkę koręrttatda t aiadatwaU*ęjpoaaacffnj wjienpęania tata otnjamjt dę -! (adtuti jeden)puakl

i toudur	<11	11-12	U-14	13-It	ir-it	>12
1 Ocena	2	3	3.3	4	dj	3

1	Zjawisko współliniowości powoduje, że oszacowanie wariancji ocen KMNK parametrów strukturalnych związanych ze skorelowanymi zmiennymi objaśniającymi, it___________________
	a) bardzo duże,	T
	b) bardzo małe.
2.	Test Durbina -Watsona jest stosowany do weryfikowania hipotezy o występowaniu autokorelacji składnika losowego modelu:
	a) dowolnego rzędu.
	b) tylko rzędu pierwszego i drugiego.
	c) tylko rzędu pierwszego.	T
	d) tylko rzędów nieparzystych.
3.	Wartość skorygowanego współczynnika determinacji dla liniowego modelu ekonometrycznego, do którego dołączono jeszcze jedną zmienna objaśniającą:
	a) rośnie.
	b) maleje.
	c) nie zmienia swojej wartości.
	d) może zarówno zmaleć, jak i wzrosnąć.	T
4.	W liniowych modelach tendencji rozwojowej z addytywnymi wahaniami sezonowymi przyjmuje się, że w ramach jednego roku suma efektów sezonowych:
	a) jest równa 0,	T
	b) może być dowolną liczbą,
	c) jest równa liczbie okresów sezonowych.
5.	Kryterium podziału modeli wielorównaniowych na modele proste, rekurencyjne równaniach współzależnych jest:	io
	a) macierz T parametrów strukturalnych modelu stojących przy zmiennych z góry ustalonych.
	b) macierz B parametrów strukturalnych modelu stojących przy zmiennych łącznie współzależnych.	T
	c) obie wyżej wymienione macierze.
6.	Czy w celu oszacowania parametrów strukturalnych modelu y< * ae^p* ^,;\^+* można go sprowadzić do postaci liniowej:
	a) tak.	T
	t») nie.

10.

Sprawdzianem w teście istotności parametrów strukturalnych modelu liniowego jest wykorzystywana statystyka wyznaczana jako:

a) iloraz oceny parametru i wariancji błędu jego oszacowania.

b) iloraz oceny parametru i odchylenia standardowego błędu jego oszacowania.

c) iloraz odchylenia standardowego błędu oszacowania parametru i oceny parametru.

d) iloraz wariancji błędu oszacowania parametru i oceny parametru.

Statystyka jest:

a) charakterystyką liczbową zmiennej losowej.

b) liczbą.

c) funkcją określoną na próbie losowej.

d) inną wielkością niż wymienione wyżej.

Na postać obszaru krytycznego w procesie weryfikacji hipotezy statystycznej wpływ wywiera:__

b) rozkład sprawdzianu hipotezy zerowej.	T
c) sformułowanie hipotezy zerowej.
W klasycznej metodzie najmniejszych kwadratów (KMNK) kryterium jest:
a) suma reszt modelu.

b) suma kwadratów reszt modelu,

c) ważona suma kwadratów reszt modelu.

d) pierwiastek kwadratowy sumy reszt modelu.

ll.i Czy założenie Gaussa-Markowa o tym, że wartości zmiennych objaśniających są

| a) nie zależy od zmiennych objaśniających w sensie wartości oczekiwanej.	T
| b) zależy od zmiennych objaśniających w sensie wartości oczekiwanej.
1 1 c) nie zależy od zmiennych objaśniających.
1 13. 1 Liczba danych empirycznych (obserwacji) zmiennej objaśnianej i zmiennych objaśniających:
a) musi być równa liczbie zmiennych objaśniających w modelu.
b) może być większa od liczby zmiennych objaśniających o 1,
1 c) musi być większa od liczby zmiennych objaśniających więcej niż o 1.	,T
| 14. Standardowy model liniowy z wieloma zmiennymi objaśniającymi zawiera:
1 a) tyle zmiennych objaśniających co parametrów strukturalnych.
1 b) nie mniej zmiennych objaśniających niż parametrów strukturalnych.
1 c) mniej zmiennych objaśniających niż parametrów strukturalnych.	T
| 15. Zakłócenia losowe (składnik losowy) w modelu liniowym są uwzględniane jako składnik dodawany do:
a) parametrów strukturalnych modelu.
1 b) danych empirycznych zmiennej objaśnianej.
c) liniowej postaci funkcji zmiennych objaśniających.	T
d) danych empirycznych każdej zmiennej objaśniającej.
16. Wartości estymatora parametrów strukturalnych liniowego modelu wyznacza się z zależności:
a) (X X) X' y,

(X'^,X)^,X¹y.