1 1- Wipólczyiuiik korctacp wMonU), mierzący silę zwiądot pomiędzy wnicnnyf oty»imsj^cymi a meaat <dij iCniwii w Umowyro modchi dtonometryem yrn yc 1 ») rt*»V <wpflfcwuatoti determawcp dla tego modelu.

I b) równy pirrwiaafcimi kwadr aowtriu współczynnika determinacji dla lego modelu,

ni

it

fc) mezwiazany z współczynnikiem deierminacii dU tego modelu.

2. Wanotć wspótcrynmka determinacji dla liniowego modelu cfconomctrycrncgo. do którego dołączono jeszcze Jedna oniemia objaśniającą;

J) rośnie.

b) maleje.

e) nie zmienia swoicj wartości.

d) może zarówno zmaleć, jak i wzrosnąć.

13. Ze względu na kryterium liniowości względem parametrów strukturalnych, która z poedszytł odpowiedzi jest prawdziwa dla następajacej pary modeli postaci V"aa-*-0|X^ł + e oraz In¥ = ao+oiX^ł + r

a) liniowy, nieliniowy

b) metanowy, łanowy.

c) lawowy, firnowy.

d) nieliniowy, mdrniowy.

4. Macierz D^J(a)“(X^,Xj'‘ oznacąą KMNK estymator niacieizy wariancji-kowariancji estymatora wektora parametrów strukturalnych modelu liniowego. Dowolny element tej macierzy oznacza oceno 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.

c) korelacji estymatorów parametrów strukturalnych odpowiadających odpowiednio wierszowi i kolumnie tej macierzy.

15. 1 Homoskcddstycznośf składnika losowego modelu liniowego oznacza:

1 ja) stałość wariancji tego składnika i brak jego autokorelacji.

I i b) zmienność wariancji tego składnika i brak jego autokorelacji.

j c) stałość wariancji tego składnika i istnienie jego autokorelacji.

1 Id) zmienność uariancii lego składnika i istnienicjego autokorelacji.

16 ICzy reszty arodehi i tego zmtermeobiaśnaiace powinny być ze sobą skorelowane.

fa) tak.

7.

leżeli rozkład składnika losowego w modelu liniowym jest normalny, to w tym modela rozkład normalny mają także

a) zmienne objaśniające.

b) zmienna objaśniana,

c) parametry strukturalne.

1.

9,

ToT

Jakościowo zmienna objaśniająca przyjmuje zr. (n>l) wariantów. Estymacja parametrów strukturalnych liniowego modelu ekonoaietrycznego z wyrazem wołnym wymaga uwzględnienia sztucznych zmiennych zerojedynkowych reprezentujących te zmienna jakościowa w liczbie.

a) równej liczbie wariantów zmiennej jakościowe},

b) większej od liczby wariantów zmiennej jakościowej o 1

c) mniejszej od liczby wariantów zmiennej jakościowe! o 1.

Wahania sezonowe multiplikatywne występują wtedy, gdy w poszczególnych sezonach poziom badanego zjawiska reprezentowanego przez wartości zmiennej objaśnianej odchyla sic od swojej tendencji rozwojowej o suta wielkość bezwzględna:

a) tak.

b) nie.

Zjawisko współ liniowości powoduje, te oszacowania KMNK parametrów strukturalnych przy skorelowanych zmiennych objaśniających są zwykle oceniane niezasluzenic jako:

a) istotne.

b) nieistotne.

u.

W modelu wielorównaniowym zmienne z góry ustalone obejmują tylko zmienne:

a) objaśniające przesunięte i nicprzesuniete w czasie.

b) objaśniające i zmienne objaśnione nicprzesuniete w czasie.

c) objaśniane przesunięte w czasie oraz objaśniające przesunięte i nicprzesuniete w czasie,

d) objaśniane i objaśniające przesunięte w czasie.

e) objaśniane i objaśniające nicprzesuniete w czasie.

12.

Czy w prostym modelu wielorównaniowym zmienne łącznie współzależne są objaśniane wyłącznic za pomocą zmiennych z góry ustalonych:

a) tak.

b) nie,

e) nie tylko.

13.

Warunkiem koniecznym i dostatecznym na to, aby równanie modelu liniowego było identyfikowałnc. jest. aby macierz utworzona ze współczynników przy zmiennych występujących w pozostałych równaniach modelu i jednocześnie nic występujących w tym równaniu była rzędu:

a) większego o 1 od liczby równań w modelu.

b) mniejszego o 1 od liczby równań w modelu

c) równego liczbie równań w modelu.

14.

Pośrednia metoda najmniejszych kwadratów (PMNK) i podwójna metoda najmniejszych kwadratów (2MNK):

a) są równoważne dla modeli widarównanśowych o równaniach identy fik owalnych jednoznacznie i niejednoznacznie.

b) są równoważne dla modeli widorównaniowych o równaniach nie identy fi kowal n\ ch.

c) są równoważne dla moddi widorównaniowych o równaniach jdcntyfikowdnych tyfco jednoznacznie.

1 ' 1 1 1

d) Bie są sobie równoważne dU każdego ławowego moddu wictorównaniowcgo.

i ■ • '