Imię i nazwisko ........................9............................ Dala
I Z* P*4*T UrtfOtmim ; i
T* mc famwifaia znaku
air 7 famtŁ Za wjtnme błędnej lub *i<cti mit )rJ*r) odptnrlcdd. hkltmt i^TOwb' Mttmtjt nif Ifmmktiw.
cy fr~, mtm Mrzfmm/r tif ■! (mbuaJaUm) punkt
r*Mn |
<11 |
a-n |
>*-"_ |
IS-I* |
17-1$ |
>11 |
Oamm |
■ ■ „1 |
J |
S5 |
4 |
4J 1 |
S |
l1 |
Współczynnik korelacji wielorakiej, mierzący siłę związku pomiędzy zmiennymi objaśniającymi a zmienną objaśnianą w liniowym modelu ekonometrycznym jest: | |
a) równy współczynnikowi determinacji dla lego modelu. | ||
b) równy pierwiastkowi kwadratowemu współczynnika determinacji dla tego modelu. |
T # | |
c) riiezwiązany z współczynnikiem determinacji dla tego modelu. | ||
2. |
Wartość współczynnika determinacji dla liniowego modelu ekonometiycznego, do którego dołączono jeszcze jedną zmienna objaśniającą: | |
a) rośnie, £ |
T | |
b) maleje. | ||
c) nie zmienia swojej wartości. | ||
d) może zarówno zmaleć, jak i wzrosnąć. | ||
3. |
Ze względu na kryterium liniowości względem parametrów strukturalnych, która z poniższych odpowiedzi jest prawdziwa dla następującej pary modeli postaci Y=a# + aiXł + e oraz lnY = ao + aiXł + e: | |
a) liniowy, nieliniowy | ||
b) nieliniowy, liniowy. | ||
c) liniowy, liniowy. 0 |
T | |
d) nieliniowy, nieliniowy. | ||
4. |
Macierz D^aj^Y^)'1 oznacza KMNK estymator macierzy wariancji-kowariancji estymatora wektora parametrów strukturalnych modelu liniowego. Dowolny element tej macierzy oznacza ocenę wartości: | |
a) wariancji estymatorów parametrów strukturalnych odpowiadających odpowiednio wierszowi i kolumnie tej macierzy. | ||
b) kowariancji estymatorów parametrów strukturalnych odpowiadających — odpowiednio wierszowi i kolumnie tej macierzy. |
T | |
c) korelacji estymatorów parametrów strukturalnych odpowiadających odpowiednio wierszowi i kolumnie tej macierzy. | ||
5. |
riomoskedastyczność składnika losowego modelu liniowego oznacza: | |
a) stałość wariancji tego składnika i brak jego autokorelacji. |
T | |
b) zmienność wariancji tego składnika i brak jego autokorelacji. | ||
c) stałość w ariancji tego składnika i istnienie jego autokorelacji. | ||
d) zmienność wariancji tego składnika i istnienie jego autokorelacji. | ||
6. |
Czy reszty modelu i jego zmienne objaśniające powinny być ze sobą skorelowane: | |
») tak. | ||
b i nie, • |
T | |
c) nie ma znaczenia. |
7. |
Jeżeli rozkład składnika losowego w modelu liniowym jest normalny, to w tym modelu 1 rozkład normalny mają także | |
a) zmienne objaśniające. | ||
b) zmienna objaśniana, 0 T | ||
c) parametry strukturalne. | ||
8. |
Jakościowa zmienna objaśniająca przyjmuje n, (n>l) wariantów Estymacja parametrów strukturalnych liniowego modelu ckonometrycznego z wyrazem wolnym wymaga uwzględnienia sztucznych zmiennych zero-jedynkowych reprezentujących tę zmienną jakościową w liczbie: | |
a) rów nej liczbie wariantów zmiennej jakościowej, | ||
b) większej od liczby wariantów zmiennej jakościowej o 1, | ||
c) mniejszej od liczby wariantów zmiennej jakościowej o l. A |
r | |
9. |
Wahania sezonowe multiplikatywne występują wtedy, gdy w poszczególnych sezonach 1 poziom badanego zjawiska reprezentowanego przez wartości zmiennej objaśnianej odchyla się od swojej tendencji rozwojowej o stalą wielkość bezwzględną | |
ał tak. | ||
b) nie. 0 |
T | |
10. |
Zjawisko współliniowości powoduje, 2e oszacowania KMNK parametrów strukturalnych przy skorelowanych zmiennych objaśniających są zwykle oceniane niezasluZenie jako. | |
a) istotne. | ||
b) nieistotne. 0 |
T | |
11. |
W modelu wielorównaniowym zmienne z góry ustalone obejmują tylko zmienne: | |
a) objaśniające przesunięte i nieprzesunięte w czasie. | ||
b) objaśniające i zmienne objaśniane nieprzesunicte w czasie. | ||
c) objaśniane przesunięte w czasie oraz objaśniające przesunięte i 0 nieprzesunięte w czasie. |
T | |
d) objaśniane i objaśniające przesunięte w czasie. | ||
e) objaśniane i objaśniające nieprzesunięte w czasie. | ||
12. |
Czy w prostym modelu wielorównaniowym zmienne łącznie współzależne są objaśniane wyłącznie za pomocą zmiennych z góry ustalonych: | |
a) tak, 01T | ||
b) nie, | ||
c) nie tylko. | ||
13. |
Warunkiem koniecznym i dostatecznym na to, aby równanie modelu liniowego było identyfikowalne, jest, aby macierz utworzona ze współczynników przy zmiennych występujących w pozostałych równaniach modelu i jednocześnie nie występujących w tym równaniu była rzędu: | |
a) większego o 1 od liczby równań w modelu. | ||
b) mniejszego o 1 od liczby równań w modelu |
1 T | |
c) równego liczbie równań w modelu. | ||
14. |
Pośrednia metoda najmniejszych kwadratów (PMNK) i podwójna metoda najmniejszych kwadratów (2MNK): | |
a) są równoważne dla modeli wielorównaniowych o równaniach identyfikowanych jednoznacznie i niejednoznacznie. | ||
b) są równoważne dla modeli wielorównaniowych o równaniach nieidentyfikowalnych. | ||
c) są równoważne dla modeli wielorównaniowych o równaniach idcntyfikowalnych tylko jednoznacznie. |
| | |
d) nie są sobie równoważne dla każdego liniowego modelu wielorównaniowego. |