1'est nr 3 dla grupy Z4R2S0
Imię i nazwisko....................................................... Dała............................
Zmmif:
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< * aep* ,;\+* można go sprowadzić do postaci liniowej: | |
a) tak. |
T | |
t») nie. |
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.