MODELOS VAR (P) MODELO VAR (P) PARA 2, 3 Y 4 VARIABLES.
|
|
- María Cristina Acosta Araya
- hace 5 años
- Vistas:
Transcripción
1 MODELOS VAR (P) MODELO VAR (P) PARA 2, 3 Y 4 VARIABLES. IMPORTACIONES = f (PIB) Donde: PIB= Producto Interno VAR CON DOS VARIABLES BASE DE DATOS AÑO PIB IMPORTACIONES 197 4,77968E+12 43, ,9372E+12 41, ,1976E+12 39, ,4933E+12 35, ,46194E+12 34, ,45114E+12 33, ,74474E+12 32, ,95E+12 31, ,34373E+12 32, ,54518E+12 32, ,52917E+12 34, ,69857E+12 33, ,5757E+12 4, ,87495E+12 38, ,3741E+12 31, ,68657E+12 31, ,95649E+12 31, ,23193E+12 32, ,578E+12 33, ,89371E+12 33, ,6441E+12 33, ,577E+12 35, ,37974E+12 33, ,63729E+12 32, ,264E+13 31,375535
2 1995 1,299E+13 31, ,69E+13 33, ,11696E+13 33, ,16667E+13 33, ,22133E+13 34, ,27131E+13 32, ,28371E+13 33, ,3664E+13 36, ,34332E+13 36, ,39417E+13 35, ,4481E+13 35, ,47923E+13 36, ,5554E+13 36, ,5115E+13 38, ,45948E+13 42, ,49644E+13 41, ,524E+13 43, ,55422E+13 43, ,5829E+13 42, ,61775E+13 42, ,65974E+13 42, ,68656E+13 41,
3 ESTIMACION DEL MODELO VAR (P) CON 2 VARIABLES Vector Autoregression Estimates Date: 9/16/17 Time: 16:22 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] PIB IMPORTACION ES PIB(-1) E-12 (.18167) (1.8E-12) [ ] [ ] PIB(-2) E-12 (.18675) (1.9E-12) [ ] [ 2.96] IMPORTACIONES(-1) 4.89E (1.9E+1) (.19544) [ ] [ ] IMPORTACIONES(-2) -3.83E (1.6E+1) (.1622) [-2.374] [.66793] C -1.78E (2.8E+11) ( ) [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids 1.18E S.E. equation 1.72E F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent 1.6E S.D. dependent 3.75E Determinant resid covariance (dof adj.) 5.51E+22 Determinant resid covariance 4.35E+22 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion
4 INTERPRETACION R CUADRADO: el r cuadrado explica la bondad de ajuste de las variables importaciones y el PIB las cuales son altamente significativas, por lo cual el modelo explica el 99,8 % y el 81, 48% de la variación total de las variables de estudio. PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable IMPORTACIONES no es significativo porque tiene un valor mayo a cero de 5228,26 PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable PIB no es significativo porque tiene un valor mayo a cero de 44,1 VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 9/16/17 Time: 16:24 Sample: 1 47 Included observations: 45 Dependent variable: PIB Excluded Chi-sq df Prob. IMPORTACION ES All Dependent variable: IMPORTACIONES Excluded Chi-sq df Prob. PIB All INTERPRETACION Lo que se espera que es cada variable sea causada por otra variable o cause a alguna variable. Si esto no sucede, la variable se considera como exógena. El modelo de importaciones se considera que la variable IMPORTACIONES no depende del PIB es decir se la considera que el PIB es exógena al modelo de importaciones KEYNESIANA.
5 VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: PIB IMPORTACIONES Exogenous variables: C Date: 9/16/17 Time: 16:33 Sample: 1 47 Included observations: 43 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA 1.15e e * * 7.49e+22* * * e e * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion INTERPRETACIONES Se eligió el criterio de Akaike y según este criterio estadístico se identificó que el modelo presenta 2 rezagos entonces el modelo VAR de Importaciones se lo estima con 2 rezagos. Vector Autoregression Estimates Date: 9/16/17 Time: 16:37 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] IMPORTACION ES PIB IMPORTACIONES(-1) E+1 (.19544) (1.9E+1) [ ] [ ] IMPORTACIONES(-2) E+1 (.1622) (1.6E+1) [.66793] [-2.374] PIB(-1) -3.55E (1.8E-12) (.18167) [ ] [ ] PIB(-2) 3.92E (1.9E-12) (.18675)
6 [ 2.96] [ ] C E+11 ( ) (2.8E+11) [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids E+24 S.E. equation E+11 F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent E+13 S.D. dependent E+12 Determinant resid covariance (dof adj.) 5.51E+22 Determinant resid covariance 4.35E+22 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion Estimation Proc: =============================== LS 1 2 IMPORTACIONES C VAR Model: =============================== IMPORTACIONES = C(1,1)*IMPORTACIONES(-1) + C(1,2)*IMPORTACIONES(-2) + C(1,3)*PIB(-1) + C(1,4)*PIB(-2) + C(1,5) PIB = C(2,1)*IMPORTACIONES(-1) + C(2,2)*IMPORTACIONES(-2) + C(2,3)*PIB(-1) + C(2,4)*PIB(-2) + C(2,5) VAR Model - Substituted Coefficients: =============================== IMPORTACIONES = *IMPORTACIONES(-1) *IMPORTACIONES(-2) e-12*PIB(-1) e-12*PIB(-2) PIB = *IMPORTACIONES(-1) *IMPORTACIONES(-2) *PIB(- 1) *PIB(-2)
7 Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of IMPORTACIONES to IMPORTACIONES Response of IMPORTACIONES to PIB Response of PIB to IMPORTACIONES Response of PIB to PIB 6E+11 6E+11 4E+11 4E+11 2E+11 2E+11 E+ E+ -2E+11-2E+11-4E+11-4E+11 Observando los gráficos de Impulso respuesta se puede observar que no existe efecto ninguno de ninguna de las variables, ni al pasado de la otra variable. Basándonos en la teoría económica esto no significa que sea así en la realidad, ya que no todos los modelos son VAR. 1: cuadro de la variable IMPORTACIONES en función a las IMPORTACIONES = Como responde LAS IMPORTACIONES a la variación de las IMPORTACIONES para ahora y para el futuro responde con una evolución decreciente que tiende a cero y posteriormente es creciente y responde al pasado de sus mismo rezagos. 2: cuadro de la variable importaciones en función al PIB presenta una evolución decreciente q tiende a cero por lo cual las IMPORTACIONES no responde a las variaciones del PIB.
8 3: cuadro de la variable PIB en función de las importaciones presenta una evolución decreciente que tiende a cero por lo cual no explica la variación de las IMPORTACIONES.. 4: cuadro de la variable PIB en función al PIB presenta una evolución creciente, es decir la variable si responde las variaciones en el tiempo de si misma.
9 ESTIMACION DEL MODELO VAR (P) CON 3 VARIABLES FUNCIÓN DE PRODUCCIÓN COBB DOUGLAS: Q = A Kα L1 BASE DE DATOS AÑO PIB CAPITAL PEA 197 4,7797E+12 83, ,9372E+12 85, ,1971E+12 86, ,493E+12 86, ,4619E+12 85, ,4511E+12 87, ,7447E+12 88, ,95E+12 89, ,3437E+12 89, ,5452E+12 86, ,5292E+12 86, ,6986E+12 86, ,576E+12 86, ,8749E+12 86, ,374E+12 86, ,6866E+12 87, ,9565E+12 88, ,2319E+12 89, ,578E+12 89, ,8937E+12 9, ,644E+12 89, ,577E+12 89, ,3797E+12 88, ,6373E+12 88, ,26E+13 88, ,299E+13 89, ,69E+13 9, ,117E+13 9,
10 1998 1,1667E+13 91, ,2213E+13 9, ,2713E+13 91, ,2837E+13 9, ,366E+13 89, ,3433E+13 89, ,3942E+13 89, ,448E+13 91, ,4792E+13 91, ,555E+13 92, ,511E+13 91, ,4595E+13 9, ,4964E+13 91, ,524E+13 92, ,5542E+13 91, ,583E+13 91, ,6177E+13 91, ,6597E+13 92, ,6866E+13 92, Vector Autoregression Estimates Date: 9/16/17 Time: 17:14 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] PIB PEA CAPITAL PIB(-1) E E-13 (.16245) (4.E-6) (6.9E-13) [ ] [ ] [.7967] PIB(-2) E E-13 (.16364) (4.E-6) (7.E-13) [ ] [ ] [ ] PEA(-1) E-8 ( ) (.15951) (2.8E-8) [ ] [ ] [.53333] PEA(-2) E-8 ( ) (.1617) (2.8E-8) [-.2536] [ ] [-.8839] CAPITAL(-1) 1.8E (3.7E+1) (91338.) (.15926)
11 [.28869] [ ] [ ] CAPITAL(-2) -3.92E (3.4E+1) ( ) (.14637) [ ] [.3313] [ ] C 3.36E (2.6E+12) (6.4E+7) ( ) [ ] [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids 1.25E E S.E. equation 1.81E F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent 1.6E E S.D. dependent 3.75E Determinant resid covariance (dof adj.) 3.51E+35 Determinant resid covariance 2.11E+35 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion INTERPRETACION R CUADRADO: el r cuadrado explica la bondad de ajuste de las variables importaciones y el PIB las cuales son altamente significativas, por lo cual el modelo explica el 99,79 para el PIB %, 78,24% para el capital y 86,75% de la variable trabajo de la variación total de las variables de estudio. PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable PIB no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable PEA no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable CAPITAL no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de 41,49.
12 VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 9/16/17 Time: 17:15 Sample: 1 47 Included observations: 45 Dependent variable: PIB Excluded Chi-sq df Prob. PEA CAPITAL All Dependent variable: PEA Excluded Chi-sq df Prob. PIB CAPITAL All Dependent variable: CAPITAL Excluded Chi-sq df Prob. PIB PEA All Según el test de granger el CAPITAL esta en función del PIBl y el trabajo (PEA) en un,59%. VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: PIB PEA CAPITAL Exogenous variables: C Date: 9/16/17 Time: 17:15 Sample: 1 47 Included observations: 43 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA 8.1e
13 * 5.62e+35* * * * e e e * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion El modelo de COB DOUGLAS presenta 1 rezago según el criterio de AKAIKE. Vector Autoregression Estimates Date: 1/24/17 Time: 17:19 Sample (adjusted): 2 47 Included observations: 46 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] CAPITAL PIB PEA CAPITAL(-1) E (.1152) (2.6E+1) ( ) [ 5.628] [-.4778] [ ] PIB(-1) 1.91E E-7 (6.8E-14) (.1566) (3.6E-7) [ 2.899] [ ] [ ] PEA(-1) -3.49E (1.6E-8) ( ) (.8418) [ ] [ ] [ ] C E ( ) (2.3E+12) (5.3E+7) [ ] [.54422] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids E E+14 S.E. equation E F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent E E+8 S.D. dependent E Determinant resid covariance (dof adj.) 3.53E+35 Determinant resid covariance 2.68E+35 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion
14 INTERPRETACION R CUADRADO: el r cuadrado explica la bondad de ajuste de las variables son altamente significativas, por lo cual el modelo explica el 99,79% para el PIB %, 85,72% para el capital y 77,63% de la variable trabajo de la variación total de las variables de estudio. PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable PIB no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de 6348,7. PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable capital no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de 84,8. PRO F ESTADISTIC: EL MODELO para la variable trabajo PEA no es significativo porque tiene un valor mayor a cero de 48,58. Estimation Proc: =============================== LS 1 1 CAPITAL PIB C VAR Model: =============================== CAPITAL = C(1,1)*CAPITAL(-1) + C(1,2)*PIB(-1) + C(1,3)*PEA(-1) + C(1,4) PIB = C(2,1)*CAPITAL(-1) + C(2,2)*PIB(-1) + C(2,3)*PEA(-1) + C(2,4) PEA = C(3,1)*CAPITAL(-1) + C(3,2)*PIB(-1) + C(3,3)*PEA(-1) + C(3,4) VAR Model - Substituted Coefficients: =============================== CAPITAL = *CAPITAL(-1) e-13*PIB(-1) e-9*PEA(-1) PIB = *CAPITAL(-1) *PIB(-1) *PEA(-1) e+12 PEA = *CAPITAL(-1) e-7*PIB(-1) *PEA(-1)
15 Response of CAPITAL to CAPITAL Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of CAPITAL to PIB Response of CAPITAL to PEA Response of PIB to CAPITAL Response of PIB to PIB Response of PIB to PEA 4E+11 4E+11 4E+11 2E+11 2E+11 2E+11 E+ E+ E+ -2E+11-2E+11-2E+11-4E+11-4E+11-4E+11-6E+11-6E+11-6E+11 Response of PEA to CAPITAL Response of PEA to PIB Response of PEA to PEA 6,, 6,, 6,, 4,, 4,, 4,, 2,, 2,, 2,, -2,, -2,, -2,, -4,, -4,, -4,, Observando los gráficos de Impulso respuesta se puede observar que no existe efecto ninguno en ningunas de las variables, ni respecto a su pasado de si mismas ni al pasado de la otra variable. Basándonos en la teoría económica esto no significa que sea así en la realidad, ya que no todos los modelos son VAR. 1: cuadro de la variable(pib) en función al capital y trabajo (PEA) = Como responde el PIB al PIB, la variación del PIB para ahora y para el futuro responde con una evolución creciente que tiende a estabilizarse. 2: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el PIB al capital presenta una evolución que tiende por lo tanto la variable PIB no responde a los cambios en el pasado relacionada con el capital. 3: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el PIB al trabajo
16 presenta una evolución creciente que tiende a cero la variable relacionada con la PEA no responde a los cambios relacionados con la PEA. 4: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el capital al PIB presenta una evolución creciente POSITIVA es decir el capital si responde a los cambios o shoks del PIB. 5: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el capital al capital presenta una evolución Decreciente negativa que tiende a, por lo cual nos responde a los cambios del CAPITAL. 6: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el capital al trabajo presenta una evolución, es decir no responde a los cambios de la PEA. 7: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el PEA al PIB presenta una evolución decreciente POSITIVA. La PEA si responde a los cambios del PIB. 8: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el trabajo y al capital presenta una evolución creciente negativa y tampoco responde a los cambios del capital. 9: cuadro de la variable (PIB) en función al capital y trabajo (PEA) =Como responde el trabajo al trabajo presenta una evolución decreciente que tiende a cero y tampoco responde el capital al trabajo.
17 ESTIMACION DEL MODELO VAR (P) CON 4 VARIABLES FUNCIÓN DE PASS THROUGH TC = INFLACION + APERTURA COMERCIAL + IPC BASE DE DATOS AÑO INFLACION APERTURA COMERCIAL 197 5, , , , , , , , , , , , , , ,352622, , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,593733, , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,1 IPC TC
18 1998 1, , , , , , , ,8 2 3, , , ,9 21 2, , , ,1 22 1, , , ,3 23 2, , , ,4 24 2, , , ,5 25 3, , , , , , , , , ,2 28 3, , , ,5 29 -, , , ,6 21 1, , , , , , , , , , , , , , , , , ,4 215, , , , , , ,679 76,4 Vector Autoregression Estimates Date: 9/16/17 Time: 17:59 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] IPC INFLACION APERTURA_C OMERCIAL TC IPC(-1) (.23588) (.48) (.17395) (.622) [ ] [ ] [ ] [.56549] IPC(-2) (.22945) (.38916) (.16921) (.633) [.35464] [ ] [ 1.97] [ ] INFLACION(-1) (.1115) (.18835) (.8189) (.292) [ ] [ ] [ ] [ ] INFLACION(-2) (.78) (.128) (.5221) (.1861)
19 [ ] [ ] [ ] [ ] APERTURA_COMERCIAL( -1) (.2144) (.36365) (.15811) (.5637) [.4854] [ ] [ ] [.7153] APERTURA_COMERCIAL( -2) (.21195) (.35949) (.1563) (.5573) [ ] [-.5882] [ ] [-.264] TC(-1) (.44677) (.75777) (.32947) (.11747) [ ] [ ] [-.1631] [ ] TC(-2) (.49936) (.84696) (.36825) (.1313) [ ] [ ] [ ] [ ] C ( ) (39.21) (17.483) (6.7835) [ ] [-.58] [ ] [ ] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent Determinant resid covariance (dof adj.).3571 Determinant resid covariance.1463 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion INTERPRETACION A un nivel de significancia del 95% de confianza la variable TC tiene significancia con respecto a su mismo resago, mas no con respecto a los demás, la variable IPC tiene significancia con respecto a su mismo rezago, mas no a los demás,la variable AC tiene significancia con respecto a su mismo rezago, mas no con respecto a los demás, la variable INF no tiene significancia. Interpretación DEL VAR AKAIKE: Se debe aplicar AKAIKE con el modelo linear con un rezago
20 SCHWARZ: Se debe aplicar SCHWARZ con el modelo linear con dos rezagos Por tanto se aplicara SCHWARZ con el modelo linear con dos rezagos. INTERPRETACION R CUADRADO: el r cuadrado explica la bondad de ajuste el 99,6 para el TC, 66,12% para la inflación, 84,77% de la variable de apertura comercial y 91,95 del IPC de la variación total de las variables de estudio. El TC no muestra dependencia respecto a su pasado, al pasado de la apertura comercial, al pasado de la inflación. La Apertura Comercial muestra dependencia respecto a su propio pasado, al pasado del Tipo de Cambio y la constante, también se puede ver claramente que no tiene relación con la Inflación. La Inflación muestra dependencia respecto a su misma variable, a la apertura comercial, inflación VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 9/16/17 Time: 18: Sample: 1 47 Included observations: 45 Dependent variable: IPC Excluded Chi-sq df Prob. INFLACION APERTURA_C OMERCIAL TC All Dependent variable: INFLACION Excluded Chi-sq df Prob. IPC APERTURA_C OMERCIAL TC All Dependent variable: APERTURA_COMERCIAL Excluded Chi-sq df Prob.
21 IPC INFLACION TC All Dependent variable: TC Excluded Chi-sq df Prob. IPC INFLACION APERTURA_C OMERCIAL All Según la causalidad de Granger se puede observar que Tipo de Cambio no depende de la Inflación, la apertura comercial y el Índice de Precios al Consumidor. Por lo cual necesita corrección del modelo. VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: IPC INFLACION APERTURA_COMERCIAL TC Exogenous variables: C Date: 9/16/17 Time: 18:1 Sample: 1 47 Included observations: 43 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA * *.4731* * * * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion El modelo de PASS-TROUGH según la estimación debe tener 3 rezagos
22 Vector Error Correction Estimates Date: 9/16/17 Time: 18:3 Sample (adjusted): 5 47 Included observations: 43 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 INFLACION(-1) 1. IPC(-1) (.95473) [ ] APERTURA_COMERCIAL( -1) (2.7365) [ ] TC(-1) ( ) [ ] C Error Correction: D(INFLACION) D(IPC) D(APERTURA_ COMERCIAL) D(TC) CointEq (.2263) (.1457) (.823) (.347) [ ] [ ] [.94418] [ ] D(INFLACION(-1)) (.24758) (.15937) (.93) (.38) [ ] [ ] [ ] [ ] D(INFLACION(-2)) (.31599) (.2341) (.1149) (.485) [ ] [-.7954] [.21264] [ ] D(INFLACION(-3)) (.14219) (.9153) (.517) (.2182) [ ] [ ] [ ] [.6856] D(IPC(-1)) (.38597) (.24846) (.1435) (.5924) [ ] [ ] [ ] [.89172] D(IPC(-2)) (.64799) (.41713) (.23563) (.9945) [ ] [.54588] [ ] [ ] D(IPC(-3)) (.7435) (.45341) (.25612) (.181)
23 [ ] [ ] [-.1644] [ ] D(APERTURA_COMERCI AL(-1)) (.5332) (.324) (.1832) (.7725) [ ] [.9172] [.47965] [ ] D(APERTURA_COMERCI AL(-2)) (.36453) (.23465) (.13255) (.5595) [.3612] [.85128] [ ] [ ] D(APERTURA_COMERCI AL(-3)) (.38947) (.2571) (.14162) (.5977) [ ] [.677] [-.5887] [ ] D(TC(-1)) ( ) (.7629) (.4349) (.18169) [.67162] [.31742] [.65584] [ 2.137] D(TC(-2)) ( ) (.72968) (.41218) (.17397) [ ] [ ] [ ] [ ] D(TC(-3)) (.9948) (.63992) (.36148) (.15257) [-.6949] [.81528] [ ] [ ] C (.94693) (.6957) (.34434) (.14533) [ ] [ ] [-.4444] [.99587] R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent Determinant resid covariance (dof adj.).1418 Determinant resid covariance.293 Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion
24 stimation Proc: =============================== LS 1 2 TC APERTURA_COMERCIAL INFLACION C VAR Model: =============================== TC = C(1,1)*TC(-1) + C(1,2)*TC(-2) + C(1,3)*APERTURA_COMERCIAL(-1) + C(1,4)*APERTURA_COMERCIAL(-2) + C(1,5)*INFLACION(-1) + C(1,6)*INFLACION(-2) + C(1,7)*IPC(-1) + C(1,8)*IPC(-2) + C(1,9) APERTURA_COMERCIAL = C(2,1)*TC(-1) + C(2,2)*TC(-2) + C(2,3)*APERTURA_COMERCIAL(-1) + C(2,4)*APERTURA_COMERCIAL(-2) + C(2,5)*INFLACION(-1) + C(2,6)*INFLACION(-2) + C(2,7)*IPC(-1) + C(2,8)*IPC(-2) + C(2,9) INFLACION = C(3,1)*TC(-1) + C(3,2)*TC(-2) + C(3,3)*APERTURA_COMERCIAL(-1) + C(3,4)*APERTURA_COMERCIAL(-2) + C(3,5)*INFLACION(-1) + C(3,6)*INFLACION(-2) + C(3,7)*IPC(-1) + C(3,8)*IPC(-2) + C(3,9) IPC = C(4,1)*TC(-1) + C(4,2)*TC(-2) + C(4,3)*APERTURA_COMERCIAL(-1) + C(4,4)*APERTURA_COMERCIAL(-2) + C(4,5)*INFLACION(-1) + C(4,6)*INFLACION(-2) + C(4,7)*IPC(-1) + C(4,8)*IPC(-2) + C(4,9) VAR Model - Substituted Coefficients: =============================== TC = *TC(-1) *TC(-2) *APERTURA_COMERCIAL(- 1) *APERTURA_COMERCIAL(-2) *INFLACION(-1) *INFLACION(-2) *IPC(-1) *IPC(-2) APERTURA_COMERCIAL = *TC(-1) *TC(-2) *APERTURA_COMERCIAL(-1) *APERTURA_COMERCIAL(-2) *INFLACION(-1) *INFLACION(-2) *IPC(-1) *IPC(-2) INFLACION = *TC(-1) *TC(-2) *APERTURA_COMERCIAL(-1) *APERTURA_COMERCIAL(-2) *INFLACION(-1) *INFLACION(-2) *IPC(-1) *IPC(-2) IPC = *TC(-1) *TC(-2) *APERTURA_COMERCIAL(-1) *APERTURA_COMERCIAL(-2) *INFLACION(-1) *INFLACION(-2) *IPC(-1) *IPC(-2)
25 -.2 Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of TC to TC Response of TC to APERTURA_COMERCIAL Response of TC to INFLACION Response of TC to IPC Response of APERTURA_COMERCIAL to TC Response of APERTURA_COMERCIAL to APERTURA_COMERCIAL Response of APERTURA_COMERCIAL to INFLACION Response of APERTURA_COMERCIAL to IPC Response of INFLACION to TC Response of INFLACION to APERTURA_COMERCIAL Response of INFLACION to INFLACION Response of INFLACION to IPC Response of IPC to TC Response of IPC to APERTURA_COMERCIAL Response of IPC to INFLACION Response of IPC to IPC Observando los gráficos de Impulso respuesta se puede observar que no existe efecto ninguno en ningunas de las variables, ni respecto a su pasado de si mismas ni al pasado de la otra variable. Basándonos en la teoría económica esto no significa que sea así en la realidad, ya que no todos los modelos son VAR
MODELO VAR ARGENTINA
MODELO VAR ARGENTINA 1.-INTRODUCCIÓN Argentina es una de las economías más grandes de América Latina. En los últimos años, Argentina priorizó promover un desarrollo económico con inclusión social. El país
Más detallesEconometría II LADE/LADE-DERECHO Prof. Esther Ruiz Curso 2007/2008. Práctica 6
Econometría II LADE/LADE-DERECHO Prof. Esther Ruiz Curso 2007/2008 Práctica 6 El objetivo de esta práctica es el análisis de las relaciones dinámicas entre el tipo de interés Overnight (Swaps) a 9 meses
Más detallesViolencia en Colombia: un análisis de series de tiempo
Violencia en Colombia: un análisis de series de tiempo 1976 2016 Aida Luz Nieves Diana Gisette Sáenz Mayo 2018 Universidad Católica de Colombia Facultad de Ciencias Económicas y Administrativas Contenido
Más detallesDETERMINANTES DE LAS EXPORTACIONES NO TRADICIONALES EN EL PERU
DETERMINANTES DE LAS EXPORTACIONES NO TRADICIONALES EN EL PERU 1992 2007 Rafael Bustamante UNMSM Rafael_bustaro@hotmail.com XXV Encuentro de Economistas BCRP 2007 1. Introducción En el contexto internacional
Más detallesTRABAJO FINAL ECONOMETRIA MODELO ECONOMETRICO MULTIVARIADO PASS TROUGH (PAIS DE BRASIL)
TRABAJO FINAL ECONOMETRIA MODELO ECONOMETRICO MULTIVARIADO PASS TROUGH (PAIS DE BRASIL) 1. Introducción.- El presente trabajo hace referencia al modelo económico Pass Through en el cual se analizará el
Más detallesInformación Importante
Información Importante La Universidad de La Sabana informa que el(los) autor(es) ha(n) autorizado a usuarios internos y externos de la institución a consultar el contenido de este documento a través del
Más detallesModelo Econométrico Empleo en México
Memoria del XXI Coloquio Mexicano de Economía Matemática y Econometría Modelo Econométrico Empleo en México Mónica González Morales 1 Introducción 2000 a 2010 trimestralmente comprar productos fabricados
Más detallesMODELOS ECONOMÉTRICOS UNIVARIADOS Y MULTIVARIADOS
MODELOS ECONOMÉTRICOS UNIVARIADOS Y MULTIVARIADOS NOMBRE : DANIELA ARROYO PEREZ CODIGO : C5844-0 MATERIA: ECONOMETRIA II CARRERA: INGENIERIA COMERCIAL CURSO : SEXTO A DOCENTE : LIC. RODRIGO PANIAGUA TAPIA
Más detallesECONOMETRÍA II PRÁCTICAS DE ORDENADOR. Práctica 3
ECONOMETRÍA II PRÁCTICAS DE ORDENADOR Práctica 3 Considere la ecuación de inversión RINV t = β 1 +β 2 RPIB t +β 3 r t +u t donde RINV es la inversión real privada, RPIB es el PIB real y r es el tipo de
Más detallesSOLUCIÓN DE LA QUINTA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA DEPARTAMENTO DE ECONOMIA SOLUCIÓN DE LA QUINTA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II 1º El investigador especifica el modelo siguiente: CRESB_PRI(t) =
Más detallesRevista EDUCATECONCIENCIA. Volumen 12, No. 13. ISSN: Octubre Diciembre 2016 Tepic, Nayarit. México Pp
Revista EDUCATECONCIENCIA. Volumen 12, No. 13. ISSN: 2007-6347 Octubre Diciembre 2016 Tepic, Nayarit. México Pp. 301-315 Recibido: 20 de Octubre Aprobado: 5 de Diciembre Aproximación Econométrica al Estudio
Más detallesHoja de ejercicios 4 Econometría II Curso 2011/2012
Hoja de ejercicios 4 Econometría II Curso 2011/2012 1) Se dispone de las series de diferencias anuales del logaritmo de las series mensuales índice de precios al consumo en España y la Comunidad de Andalucía
Más detallesQUINTA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II. Dependent Variable: CREDITOSB Method: Least Squares Sample: 1992M M07 Included observations: 211
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA QUINTA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II 1º Verificar si cointegra el modelo siguiente: CREDITOSB = a + b EMI + U 1.1. Aplicando la prueba alternativa
Más detallesECONOMETRÍA II Curso: 2009/2010 Práctica 5
ECONOMETRÍA II Curso: 2009/2010 Práctica 5 Prof. Juan de Dios Tena El objetivo de esta práctica es introducir al alumno en los ejercicios de especificación, estimación y análisis de resultados de modelos
Más detallesSeminario Regional Proyecto: Fortaleciendo las Capacidades de Análisis de la Política Macroeconómica en Centroamérica y El Caribe
Estimación: de una Función de Demanda Mensual por Emisión Monetaria (1997-2004) para Honduras, mediante modelos Econométricos, serie de tiempo y Pronostico. Seminario Regional Proyecto: Fortaleciendo las
Más detallesInflación por exceso de demanda por el lado del capital: el caso argentino reciente.
Inflación por exceso de demanda por el lado del capital: el caso argentino reciente. Santiago J. Gahn 1 Apéndice I Cuadro I: DFA Lag Length: 1 (Automatic - based on HQ, maxlag=13) t-statistic Prob.* Augmented
Más detallesValidación del modelo impacto de los precios de petróleo en Costa Rica
BANCO CENTRAL DE COSTA RICA DIVISIÓN ECONÓMICA DEPARTAMENTO DE INVESTIGACIÓN ECONÓMICA Validación del modelo impacto de los precios de petróleo en Costa Rica Carlos Mora Gómez Juan Carlos Quirós Solano
Más detallesSOLUCIÓN DEL EXAMEN PARCIAL DE ECONOMETRIA I
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA SOLUCIÓN DEL EXAMEN PARCIAL DE ECONOMETRIA I 1º El investigador especifica los modelos siguientes: MODELO 1: IMP(t) = a + b IMP(t-1) + c IPM(t) + u(t)
Más detallesErrores de especificación. Series simuladas
Estimación modelo correcto Dependent Variable: Y Date: 05/13/02 Time: 17:07 Sample: 2 100 Included observations: 99 Errores de especificación. Series simuladas C 5.376164 0.253524 21.20578 0.0000 X1 0.954713
Más detallesEFECTOS DEL DESEMPLEO SOBRE LOS DETERMINANTES DEL CONSUMO AGREGADO. EVIDENCIA EMPÍRICA PARA EL CASO ECUATORIANO
UPSE Volumen IV No. 1 Junio 2016 EFECTOS DEL DESEMPLEO SOBRE LOS DETERMINANTES DEL CONSUMO AGREGADO. EVIDENCIA EMPÍRICA PARA EL CASO ECUATORIANO UNEMPLOYMENT RATE ANALYSIS OVER AGGREGATE CONSUMPTION DETERMINANTS:
Más detallesSEMINARIO PERMANENTE DE TEORÍA ECONÓMICA:
SEMINARIO PERMANENTE DE TEORÍA ECONÓMICA: IMPACTO ECONÓMICO DEL AUMENTO DEL PRECIO DE LA GASOLINA EN MÉXICO: UN ANÁLISIS DE COINTEGRACIÓN Y VECTORES AUTORREGRESIVOS Miguel Cervantes Jiménez Febrero de
Más detallesAVISO IMPORTANTE EL PROFESOR DARÁ ASESORÍA ESTE VIERNES 13 DE OCTUBRE EN LA SALA JOSE SOLITICA EL ARCHIVO EN EXCEL PARA COMPLETAR LA GUIA AL CORREO
AVISO IMPORTANTE EL PROFESOR DARÁ ASESORÍA ESTE VIERNES 13 DE OCTUBRE EN LA SALA JOSE AYALA DE 13 A 15 HRS SOLITICA EL ARCHIVO EN EXCEL PARA COMPLETAR LA GUIA AL CORREO tere_vieyra@yahoo.com.mx Guía para
Más detalles2. APLICAR A LAS SERIES PRUEBAS DE RAICES UNITARIAS 2 3. CALCULO DE VECTORES AUTOREGRESIVOS 6
MATERIAL DE APOYO/SERIES DE TIEMPO INDICE 1. GRAFICAR DATOS 1 2. APLICAR A LAS SERIES PRUEBAS DE RAICES UNITARIAS 2 3. CALCULO DE VECTORES AUTOREGRESIVOS 6 4. CORRECCIÓN DE LA VIOLACIÓN DE LOS SUPUESTOS
Más detallesModelos Econométricos Lección 4. Estimación de una sola ecuación entre variables cointegradas (con mecanismo de corrección del error)
Modelos Econométricos Lección 4. Estimación de una sola ecuación entre variables cointegradas (con mecanismo de corrección del error) Presentado por Juan Muro Motivación Para entender en profundidad la
Más detallesSOLUCIÄN DE LA PRIMERA PRÅCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA DPTO. ACAD. DE ECONOMIA SOLUCIÄN DE LA PRIMERA PRÅCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA II 1Ä El investigador especifica el modelo siguiente: Donde: Se le pide:
Más detallesUNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA APUNTES DE CLASE ECUACIONES SIMULTÁNEAS: EJERCICIO 19.
UNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA APUNTES DE CLASE ECUACIONES SIMULTÁNEAS: EJERCICIO 19.15 ECONOMETRÍA 2 Econometría.weebly.com Wilhem.weebly.com Ejercicio 19.15 Considérese
Más detallesGUÍA DE EJERCICIOS 4 ECONOMETRIA III
GUÍA DE EJERCICIOS 4 ECONOMETRIA III 1) Se dispone de las series de diferencias anuales del logaritmo de las series mensuales índice de precios al consumo en España y la Comunidad de Andalucía y asumimos
Más detallesModelo de Regresión Lineal Múltiple. Multicolinealidad. Dr. Víctor Aguirre Torres ITAM
Modelo de Regresión Lineal Múltiple. Multicolinealidad Dr. Víctor Aguirre Torres ITAM Temas Qué es la multicolinealidad? Consecuencias sobre la estimación. Detección. Algunas contramedidas. Guión 19. Dr.
Más detallesSOLUCIÓN DE LA PRIMERA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA I
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA SOLUCIÓN DE LA PRIMERA PRÁCTICA CALIFICADA DE ECONOMETRIA I 1º El investigador especifica el modelo siguiente: (7 puntos) M1(t) = a + b P(t) + c(0) PBI(t)
Más detallesSesión 3 Análisis de series de tiempo multiecuacional. 8. Cointegración y modelos de corrección de errores
Banco Central de Reserva del Perú 55º Curso de Extensión Universitaria Sesión 3 Análisis de series de tiempo multiecuacional 8. Cointegración y modelos de corrección de errores 8.4. Caso práctico: una
Más detallesAnálisis de la integración y dependencia de las políticas monetarias de la Unión Europea
Pecvnia Monográfico 2011, pp. 47-80 Análisis de la integración y dependencia de las políticas monetarias de la Unión Europea Mª Carmen González Velasco 1 Universidad de León carmen.gvelasco@unileon.es
Más detallesPruebas de diagnóstico, Cointegración, Modelos de corrección de errores, Test de cointegración de Johansen-Juselius y Pruebas de exogeneidad
Banco Central de Costa Rica Departamento de Investigación Económica DIE-NT-02-2008 SEMINARIO-TALLER TÓPICOS DE ECONOMETRIA APLICADA PARTE II Pruebas de diagnóstico, Cointegración, Modelos de corrección
Más detallesLa relación de largo plazo entre la base monetaria y el nivel de precios en Venezuela: 1950-2002
Colección Banca Central y Sociedad BANCO CENTRAL DE VENEZUELA La relación de largo plazo entre la base monetaria y el nivel de precios en Venezuela: 1950-2002 Víctor Olivo Serie Documentos de Trabajo Gerencia
Más detallesModelo de Regresión Lineal Múltiple. Normalidad. Dr. Víctor Aguirre Torres ITAM
Modelo de Regresión Lineal Múltiple. Normalidad Dr. Víctor Aguirre Torres ITAM Temas Porqué ocurre falta de normalidad Consecuencias Detección Enfoques para manejarla Guión 18. Dr. V. Aguirre Porqué ocurre?
Más detallesEn el caso más simple, cuando dos series tienen una única raíz estacionaria, son I(1,0), si están cointegradas implica que: Existe una relación en el
En el caso más simple, cuando dos series tienen una única raíz estacionaria, son I(1,0), si están cointegradas implica que: Existe una relación en el largo plazo entre las dos series que es estable en
Más detallesCorrelograma de la serie Y. Included observations: 900 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob
EXAMEN DE ECONOMETRIA EMPRESARIAL II (MÓDULO PRÁCTICO) 23 FEBRERO 2002 1 APELLIDO 2ª APELLIDO NOMBRE GRUPO PRÁCTICO NOMBRE DEL PROFESOR PREGUNTA 1 Un economista desea identificar y estimar el proceso generador
Más detallesLEY DE WAGNER EN EL CASO COLOMBIANO,
865 II Congreso Virtual Internacional Desarrollo Económico, Social y Empresarial en Iberoamérica (Junio 2017) LEY DE WAGNER EN EL CASO COLOMBIANO, 1970-2010. Astrid León Camargo* Docente de la Universidad
Más detallesAnálisis Estadístico
Universidad Torcuato Di Tella Análisis Estadístico Examen Final 05/07/2017 TEMA 1 Nombre y Apellido: Número de legajo: Instrucciones El examen tiene dos partes. La parte A (40 puntos) contiene 10 preguntas
Más detallesModelo 1: MCO, usando las observaciones 1994: :03 (T = 218) Variable dependiente: INFLACION
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA DPTO. ACAD. DE ECONOMIA 1º El investigador especifica el modelo siguiente: EXAMEN PARCIAL DE ECONOMETRIA I Se le pide estimar el modelo por el método
Más detallesECONOMETRIA II ADE LADE-DERECHO. CURSO 2006/2007
ECONOMETRIA II ADE LADE-DERECHO. CURSO 2006/2007 Hoja de ejercicios 3 PARTE A) Marque con una X la respuesta o respuestas correctas A.1. En el gabinete de estudios de una empresa de inversión en activos
Más detallesCointegración del Índice de Precios al Consumidor y Liquidez monetaria ( ). Venezuela.
Cointegración del Índice de Precios al Consumidor y Liquidez monetaria (1997-211). Venezuela. Informe Técnico. PC LC/FT. 2 de Octubre 212 Jhoner Perdomo Karen Tizado Resumen En la búsqueda de una variable
Más detallesINTRODUCCION AL ECONOMETRIC VIEWS. Aquí se introduce la frecuencia y las fechas de comienzo y final de los datos.
INTRODUCCION AL ECONOMETRIC VIEWS Introducción de datos 1. Creando una hoja de trabajo (workfile) File New Workfile Aquí se introduce la frecuencia y las fechas de comienzo y final de los datos. 2. Importación
Más detalles(5 x 3) ( 3 x 5) ( 5 x 1) b1 335, ,3-26, ,59 b2 = 0, , ,8 12,85 = 2,94 b3-26,79 13,8 2, ,31
VENTAS PUBLIC. PRECIOS 1990 0, 0, 10 1991 1 0, 1992 2 0,8 199, 0,8 199 1, Y X U 0, 1 0, 10 U1 Modelo matricial con término constante 1 1 0, U2 (el vector de unos recoge ese término constante) 2 1 0,8 U,
Más detallesLey de un solo Precio en el Mercado de Carne Vacuna
Ley de un solo Precio en el Mercado de Carne Vacuna Fiorella Pizzolon * y Silvia Prieto Introducción El presente trabajo pretende aproximar una explicación al vínculo existente entre el precio internacional
Más detallesLa Confianza Empresarial y su Impacto en el Crédito al Sector Privado en Perú, un enfoque de Finanzas del Comportamiento
FINANZAS DEL COMPORTAMIENTO La Confianza Empresarial y su Impacto en el Crédito al Sector Privado en Perú, un enfoque de Finanzas del Comportamiento Juan Carlos Ames Santillán Analista Senior Regulatorio
Más detallesREGRESIÓN CON DOS VARIABLES: ESTIMACIÓN DE INTERVALOS Y PRUEBA DE HIPÓTESIS
REGRESIÓN CON DOS VARIABLES: ESTIMACIÓN DE INTERVALOS Y PRUEBA DE HIPÓTESIS Teoría de la estimación: Estimación puntual Estimación por intervalos ESTIMACIÓN DE INTERVALOS: IDEAS BÁSICAS 1 Lo que se busca
Más detallescon los supuestos clásicos, uno de ellos es que ninguna de las variables X 1, X 2,, X K es
TEMA 2: EXTENSIONES DEL MODELO DE REGRESIÓN LINEAL MÚLTIPLE: MULTICOLINEALIDAD Y TRANSFORMACIONES LINEALES. Wooldridge: Capítulos 6 (apartado 6.1) y 7 Gujarati: Capítulos 9 (apartado 9.8), 10 y 12 1. MULTICOLINEALIDAD
Más detallesEXTENSIÓN DEL MODELO DE REGRESIÓN LINEAL DE DOS VARIABLES
EXTENSIÓN DEL MODELO DE REGRESIÓN LINEAL DE DOS VARIABLES REGRESIÓN A TRAVÉS DEL ORIGEN Y Y i = β 1 + β 2X i + ε i Y i = β 2X i + ε i X A MENOS QUE EXISTA UNA EXPECTATIVA A PRIORI MUY FUERTE ES ACONSEJABLE
Más detallesPRACTICA 3. CONTRASTES Y PREDICCION.
ECONOMETRIA I (LADE). CURSO 2001/2002 PRACTICA 3. CONTRASTES Y PREDICCION. En el archivo prac3.xls disponemos de las siguientes observaciones correspondientes a un país: Y: consumo privado, medido en millones
Más detallesCURSO: ECONOMETRÍA Y ANÁLISIS DE POLÍTICAS FISCALES INSTRUCTOR: HORACIO CATALÁN ALONSO. Especificación de los modelos VAR
CURSO: ECONOMETRÍA Y ANÁLISIS DE POLÍTICAS FISCALES INSTRUCTOR: HORACIO CATALÁN ALONSO Especificación de los modelos VAR Modelos VAR es una extensión de un AR(p) Permiten un mejor entendimiento de la
Más detallesPROBANDO LA CONDICIÓN MARSHALL-LERNER Y EL EFECTO CURVA J : EVIDENCIA EMPIRICA PARA EL CASO PERUANO 1990: 2007 Rafael Bustamante UNMSM
PROBANDO LA CONDICIÓN MARSHALL-LERNER Y EL EFECTO CURVA J : EVIDENCIA EMPIRICA PARA EL CASO PERUANO 1990: 2007 Rafael Bustamante UNMSM XXV Encuentro de Economistas BCRP 2007 I.- INTRODUCCIÓN Existe un
Más detallesDiseño de Ciudad. Planeación. Desarrollo. Ejecucion de la Politica
Incidencia de las Políticas Públicas de Desarrollo Urbanístico en la Ciudad de Cali Conceptos Fundamentales de la Economía Regional y Urbana con Aplicaciones a la Economía del Sector Publico y al Análisis
Más detallesInflación y crecimiento económico: determinantes del desempleo en Colombia
INFLACIÓN Y CRECIMIENTO ECONÓMICO: DETERMINANTES DEL DESEMPLEO EN COLOMBIA Nelson Manolo Chávez Muñoz 1 Universidad Católica de Colombia Recibido: 15 de febrero de 2010 Concepto de evaluación: 2 de abril
Más detallesECUADOR: ESTIMACIÓN INDIRECTA DEL CIRCULANTE
ECUADOR: ESTIMACIÓN INDIRECTA DEL CIRCULANTE EN MONEDA EXTRANJERA CON EL MÉTODO DE MÁXIMA VEROSIMILITUD Armando Jijón 1 I. Introducción Antes de la entrada en vigencia del esquema de dolarización, en la
Más detallesPRODUCTIVIDAD Y COMPETITIVIDAD EN LA INDUSTRIA MANUFACTURERA MEXICANA
PRODUCTIVIDAD Y COMPETITIVIDAD EN LA INDUSTRIA MANUFACTURERA MEXICANA 1996-2006 Eduardo Rodríguez Juárez Elías Gaona Rivera RESUMEN El propósito de este trabajo es describir el comportamiento que han tenido
Más detallesEconometría I (LADE). Curso 2001/2002 PRÁCTICA 08
PRÁCTICA 08 HETEROCEDASTICIDAD Y NORMALIDAD En el fichero Datos08.wf1 tenemos la renta y consumo anual (en dólares) para 500 familias con el que se pretende estimar el siguiente modelo: C i = β + β R +
Más detallesImpacto económico del aumento en el precio de la gasolina en México: un análisis de cointegración y vectores autorregresivos
Impacto económico del aumento en el precio de la gasolina en México: un análisis... Impacto económico del aumento en el precio de la gasolina en México: un análisis de cointegración y vectores autorregresivos
Más detallesUNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS ESCUELA ACADÉMICO PROFESIONAL DE ECONOMÍA
UNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS ESCUELA ACADÉMICO PROFESIONAL DE ECONOMÍA Relación entre crecimiento económico y tasa del desempleo en el Perú, AUTOR: Laos Millan Rosaura
Más detallesECONOMETRÍA I LICENCIATURA EN ECONOMÍA, Curso PRÁCTICA 1 (LECCIÓN 1): EN BUSCA DE ESPECIFICACIÓN Por Beatriz González López-Valcárcel
ECONOMETRÍA I LICENCIATURA EN ECONOMÍA, Curso 2003-2004 PRÁCTICA 1 (LECCIÓN 1): EN BUSCA DE ESPECIFICACIÓN Por Beatriz González López-Valcárcel En esta práctica, aplicaremos los contrastes de especificación
Más detallesNOMBRE: I. TEST (debe marcar sólo un resultado como válido en cada pregunta)
ECONOMETRÍA I Examen DADE 20 de enero de 2005 NOMBRE: I. TEST (debe marcar sólo un resultado como válido en cada pregunta) 1. El contraste del predictor Sirve para determinar si las predicciones del modelo
Más detallesInfluencia de la política económica en los principales indicadores de la economía peruana Amer Ernesto Fernández Dávila Angulo
Influencia de la política económica en los principales indicadores de la economía peruana 1950-2006 Amer Ernesto Fernández Dávila Angulo Introducción Todo grupo de medidas económicas tiene por objeto mejorar
Más detallesFactores explicativos detrás de la apreciación del tipo de cambio real desde los noventa en El Salvador.
Factores explicativos detrás de la apreciación del tipo de cambio real desde los noventa en El Salvador. Versión preliminar. Oscar Cabrera Melgar Resumen 1. Las apreciaciones en el tipo de cambio real
Más detallesEXAMEN ECONOMETRÍA I GRUPO 31 LADE Prof. Rafael de Arce 3 de septiembre de Nombre y Apellidos:
EXAMEN ECONOMETRÍA I GRUPO 31 LADE Prof. Rafael de Arce 3 de septiembre de 2004 Nombre y Apellidos: PRIMERA PARTE: Preguntas tipo test (sólo debe marcarse una en cada caso): 1. En el Modelo Básico de Regresión
Más detallesUNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA APUNTES DE CLASE
UNIVERSIDAD NACIONAL DE TRUJILLO ESCUELA PROFESIONAL DE ECONOMÍA APUNTES DE CLASE CAPÍTULO 8: ANÁLISIS DE REGRESIÓN MÚLTIPLE: EL PROBLEMA DE LA INFERENCIA ECONOMETRÍA 2 WILHEM ROOSVELT GUARDIA VÁSQUEZ
Más detallesGuía de Estudio de Econometría Aplicada: Modelos Regionales y Sectoriales USC. Curso
Hoja 1. Modelos econométricos y relaciones intersectoriales. Datos de VAB sectorial real (enfoque producción) en UE6 y USA, en dólares por habitante a precios y paridades de compra del año 2000 País Año
Más detallesEXAMEN ECONOMETRÍA II GRUPO DADE Prof. Rafael de Arce 3 de septiembre de Nombre y Apellidos:
EXAMEN ECONOMETRÍA II GRUPO DADE Prof. Rafael de Arce 3 de septiembre de 2004 Nombre y Apellidos: PRIMERA PARTE: (En las preguntas tipo test sólo debe marcarse una en cada caso): 1. Para determinar si
Más detallesESTIMACIÓN DE LA FUNCIÓN DE EXPORTACIONES DE CATALUÑA A LOS PRINCIPALES PAÍSES EUROPEOS
ESTIMACIÓN DE LA FUNCIÓN DE EXPORTACIONES DE CATALUÑA A LOS PRINCIPALES PAÍSES EUROPEOS Estimaciones individuales Dependent Variable: LOG(X?) Method: Pooled Least Squares Date: 11/23/02 Time: 13:14 Sample(adjusted):
Más detallesDéficit Fiscal, Tasas de Interés e Inflación: Aplicación de un Modelo VAR
Déficit Fiscal, Tasas de Interés e Inflación: Aplicación de un Modelo VAR Gisella Valverde Obando 1 Dirección General de Hacienda (DGH) División de Política Fiscal (DPF) Subdirección de Estudios Económicos
Más detallesEJEMPLO APLICADO EN PRUEBAS DE ESPECIFICACIÓN ECONOMÉTRICA MODELO DE PRODUCCIÓN AGREGADA PARA LA ECONOMÍA MEXICANA
EJEMPLO APLICADO EN PRUEBAS DE ESPECIFICACIÓN ECONOMÉTRICA MODELO DE PRODUCCIÓN AGREGADA PARA LA ECONOMÍA MEXICANA DR. ROGER ALEJANDRO BANEGAS RIVERO UNIVERSIDAD AUTÓNOMA GABRIEL RENÉ MORENO A partir del
Más detallesRegresión con heterocedasticidad y autocorrelación
Regresión con heterocedasticidad y autocorrelación Tema 6 Regresión con heterocedasticidad La heterocedasticidad significa que var( i ) cte Es la norma, no la excepción, en especial con datos transversales
Más detallesModelos Econométricos Lección 2. Estacionariedad y raíces unitarias. Presentado por Juan Muro
Modelos Econométricos Lección 2. Estacionariedad y raíces unitarias Presentado por Juan Muro Motivación La no estacionariedad, en general, de las series económicas en el tiempo provoca consecuencias estadísticas
Más detallesÍndice General de Ventas en Grandes Almacenes y su logaritmo
En los gráficos y cuadros que se presentan en las páginas siguientes se presentan resultados relativos a la variable Índice General de Ventas en grandes superficies en España con periodicidad mensual desde
Más detallesIncidencia del crecimiento económico en las emisiones de CO2: un análisis comparativo ( )
Economía Incidencia del crecimiento económico en las emisiones de CO2: un análisis comparativo (1980-2008) pags 79-99 Grupo de investigación: Desarrollo y Equidad María Esperanza Cuenca Coral Recibido:
Más detallesEL DESARROLLO EN COLOMBIA: UN ENFOQUE DESDE EL IDH Y LA DISTRIBUCIÓN DEL INGRESO ( )
EL DESARROLLO EN COLOMBIA: UN ENFOQUE DESDE EL IDH Y LA DISTRIBUCIÓN DEL INGRESO (1980 2015) Luis Armando Mojica Castro María Esperanza Cuenca Coral Trabajo presentado en la Serie de Seminarios IEEC Departamento
Más detallesModelos ordinales en gretl
Modelos ordinales en gretl Microeconomía Cuantitativa R. Mora Departmento of Economía Universidad Carlos III de Madrid Esquema Introducción 1 Introducción 2 3 4 Introduction El Probit ordenado y la estimación
Más detallesEXAMEN ECONOMETRÍA I GRUPO 53 - DADE 8 de septiembre de 2005 Prof. Rafael de Arce
EXAMEN ECONOMETRÍA I GRUPO 53 - DADE 8 de septiembre de 005 Prof. Rafael de Arce NOMBRE: DNI: PARTE I.- TEST 1. La hipótesis de rango pleno en el MBRL supone: Que las variables explicativas no tengan ninguna
Más detallesDecisiones de inversión bursátil en periodos de alta volatilidad. Un análisis de sensibilidad mediante el enfoque Risk Metrics
Memoria del XXI Coloquio Mexicano de Economía Matemática y Econometría Decisiones de inversión bursátil en periodos de alta volatilidad. Un análisis de sensibilidad mediante el enfoque Risk Metrics Rodolfo
Más detallesLA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y ESTADOS ( )
LA PARIDAD DEL PODER DE COMPRA ENTRE PERÚ y ESTADOS UNIDOS (1991.01 2011.07) Ponente: Mag. Cornelio TicseNúñez RESUMEN Los resultados obtenidos muestran que los datosnoseajustan a lo que predice la teoría
Más detallesDesarrollo Financiero y Crecimiento Económico en el Perú
Desarrollo Financiero y Crecimiento Económico en el Perú Encuentro de Economistas BCRP Rafael Bustamante Romaní rafaelnber@hotmail.com Resumen Este trabajo intenta una breve descripción del grado de desarrollo
Más detallesCosta Rica: Efectos de la Política Fiscal en la Actividad Económica. VAR Estructural
i Costa Rica: Efectos de la Política Fiscal en la Actividad Económica. VAR Estructural Gisella Valverde Obando 1 Dirección General de Hacienda (DGH) Subdirección de Estudios Económicos (SEE) División de
Más detallesConsumo de Combustible Histórico Aéreo y Marítimo
Anexo A Consumo de Combustible Histórico Aéreo y Marítimo A continuación se indican las series históricas de consumo de combustible para los modos aéreo y marítimo para los años 1991-2006. La series se
Más detallesCurso: Economía Ambiental del Turismo. Aplicación del Método Costo de Viaje
Curso: Economía Ambiental del Turismo Aplicación del Método Costo de Viaje Estimación de Modelos Poisson para la estimación del Excedente del Consumidor a través del Método del Costo de Viaje: El caso
Más detallesEste estudio tiene como objetivo la demostración y aplicación de los modelos econométricos ANÁLISIS EMPÍRICO DEL ESTIMADOR PARA LA PRODUCCIÓN
ANÁLISIS EMPÍRICO DEL ESTIMADOR PARA LA PRODUCCIÓN DE TABACO CON MÍNIMOS CUADRADOS ORDINARIOS Diego Axel López Peláez* Resumen 15 Utilizando modelos econométricos, de mínimos cuadrados ordinarios, buscamos
Más detallesProyecciones del PBI para el 2003.
Proyecciones del PBI para el 2003. Por Pablo Frigolé, para Stockssite pablofrigole@stockssite.com Después de muchas preguntas sobre cuál sería el valor de las variables futuras más importantes de la economía
Más detallesEjemplos de estudios de series de tiempo
1 Ejemplos de estudios de series de tiempo Ejemplo 1 Pasajeros Aerolíneas Internacionales (PAI) Este estudio está realizado sobre un famoso conjunto de datos mensuales, el número de pasajeros de aerolíneas
Más detalles1.- Enumere las hipótesis básicas del modelo básico de regresión lineal
Introducción a la Econometría Grupo Derecho y Administración de Empresas Profesor Rafael de Arce 20 de junio de 2008 Nombre: DNI: 1.- Enumere las hipótesis básicas del modelo básico de regresión lineal
Más detallesECONOMETRÍA II CURSO Segunda evaluación parcial. donde y son variables artificiales centradas relativas al trimestre i.
ECONOMETRÍA II CURSO 2008 Segunda evaluación parcial ) Suponga dos procesos diferenes para la variable rimesral donde y son variables arificiales cenradas relaivas al rimesre i. Responda si las siguienes
Más detallesINCIDENCIA DE LA POLÍTICA MONETARIA EN LOS CICLOS ECONÓMICOS. PERÚ
ALMA MÁTER Vol 3, N 4:47-65 (UNMSM, Lima 2016) CIENCIAS ECONÓMICAS INCIDENCIA DE LA POLÍTICA MONETARIA EN LOS CICLOS ECONÓMICOS. PERÚ 2002-2014 IMPACT OF MONETARY POLICY ON ECONOMIC CYCLES. PERU 2002-2014
Más detallesNueva estimación sobre el volumen del PBI informal en base al método de la demanda de circulante. Joaquín Días y Carla Di Paula.
Nueva estimación sobre el volumen del PBI informal en base al método de la demanda de circulante. Joaquín Días y Carla Di Paula Octubre 2009 Este documento tiene por objetivo presentar una nueva estimación
Más detallesLa inversión extranjera directa en el Perú y sus implicancias en el crecimiento económico
Pensamiento Crítico Vol. 21, Nº 2, pp. 51-63 La inversión extranjera directa en el Perú y sus implicancias en el crecimiento económico 2009-2015 Foreign direct investment in Peru and its implications on
Más detallesAnálisis econométrico del IPC GBA del INDEC Roberto Frenkel 1
Análisis econométrico del IPC GBA del INDEC Roberto Frenkel 1 Mayo 2018 El índice comenzó a publicarse en mayo de 2016, de modo que actualmente (abril de 2018) contamos con una serie de veintitrés tasas
Más detallesLA MODELACIÓN DEL PRECIO MENSUAL DE LA ELECTRICIDAD EN COLOMBIA: ELEMENTOS ECONOMÉTRICOS. Elkin Castaño V.
LA MODELACIÓN DEL PRECIO MENSUAL DE LA ELECTRICIDAD EN COLOMBIA: ELEMENTOS ECONOMÉTRICOS Elkin Castaño V. Escuela de Estadística Universidad Nacional de Colombia Departamento de Economía Universidad de
Más detallesEl Modelo de Selección de Heckman en gretl
El Modelo de Selección de Heckman en gretl Microeconomía Cuantitativa R. Mora Departmento de Economía Universidad Carlos III de Madrid Esquema Introducción: El modelo de Heckman 1 Introducción: El modelo
Más detallesSOLUCIÓN DEL EXAMEN PARCIAL DE ECONOMETRIA II
UNIVERSIDAD NACIONAL DE PIURA FACULTAD DE ECONOMIA DPTO. ACAD. DE ECONOMIA SOLUCIÓN DEL EXAMEN PARCIAL DE ECONOMETRIA II 1º El investigador especifica el siguiente modelo: Se le pide: 1.1. Realice la prueba
Más detallesLA EFICIENCIA DÉBIL DEL MERCADO DE VALORES PERUANO : EL MODELO DE RANDOM WALK.
LA EFICIENCIA DÉBIL DEL MERCADO DE VALORES PERUANO 2012-2015: EL MODELO DE RANDOM WALK. THE WEAKER EFFICIENCY OF THE PERUVIAN SECURITIES MARKET 2012-2015: THE RANDOM WALK MODEL. Guido Miguel Dávila Díaz*,
Más detallesTema 6.- Variables ficticias y contrastes de estabilidad
Guía de estudio de los temas principales del 2º examen parcial. Econometría 4º de Economía.Facultade de CC.Económicas de la USC Curso 2003-2004. Nota ampliada el 13-5-2004. Esta guía está disponible en
Más detallesDiferencia de la tasa de cambio
Ejemplo 1: Prueba de raíz unitaria de Dickey y Fuller Este ejemplo utiliza información del archivo erate1.wf1. Sea LO el logaritmo de la tasa de cambio oficial peso-dólar en Colombia para el período 197:1
Más detallesCointegración El caso bivariado
Cointegración El caso bivariado Definición: La serie Y t es integrada de orden d (denotada I(d)) si al menos debe ser diferenciada d veces para que sea estacionaria. Ejemplos: 1. El proceso random walk
Más detallesIntroducción al tema de raíces unitarias en la modelación econométrica
Banco Central de Costa Rica Departamento de Investigación Económica DIE-NT-01-2008 SEMINARIO-TALLER TÓPICOS DE ECONOMETRIA APLICADA PARTE I Introducción al tema de raíces unitarias en la modelación econométrica
Más detalles