GUÍA DE EJERCICIOS 4 ECONOMETRIA III
|
|
- Margarita Torregrosa Coronel
- hace 5 años
- Vistas:
Transcripción
1 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 que ambas son estacionarias. Denotamos estas dos series en diferencias como ESP y CAND respectivamente. a. Se realiza el test de causalidad de Granger en E-Views obteniéndose los siguientes resultados. Pairwise Granger Causality Tests Date: 05/12/07 Time: 13:03 Sample: 2002M M04 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability ESP does not Granger Cause CAND CAND does not Granger Cause ESP A un nivel de significación del 5% discuta lo que significan los resultados mostrados, tiene este contraste alguna implicación a la hora de formular el modelo econométrico? razone su respuesta. b. Se estima un modelo uniecuacional de retardos distribuidos para estudiar la relación entre ambas variables obteniendo el siguiente resultado Dependent Variable: CAND Method: Least Squares Date: 05/12/07 Time: 13:11 Sample (adjusted): 2002M M04 Included observations: 62 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C ESP ESP(-1) CAND(-1) CAND(-2) R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic)
2 A raíz de los resultados de esta estimación compute la FRI (función de respuesta a un impulso) de la inflación en la Comunidad de Andalucía a un incremento de la inflación en España 3 periodos hacia delante. Compute también la ganancia. Qué podemos decir sobre la relación dinámica entre estas dos variables? Soluciones a) Al nivel del 5% se rechaza que la inflación anual de Espana no cause a Andalucia mientras que el contrario se puede aceptar que la inflación en Andalucia no cause a Espana. De acuerdo con este análisis deberíamos estimar un modelo econométrico uniecuacional en el que la inflación anual de andalucia es causada de sus propios retardos y de los retardos de Espana. b) La funcion de respuesta de andalucia a un impulso unitario en la inflación en Espana seria Impulso Efecto t=0, i=1 0 t=1, i=0 0.8 t=2, i=0 t=3, i=0 0.8x = x(0.8x )-0.66x0.8= En general, un impulso en la inflación de Espana tendrá un impacto irregular sobre la inflación en Andalucia en los dos siguientes periodos y a partir de entonces el impacto ira decayendo en magnitud a un ritmo determinado por los coeficientes autoregresivos estimados. Ganancia:. 2) Obtenemos de E-views los correlogramas del logaritmo del PIB real chileno en niveles y primeras diferencias PIB en niveles
3 PIB en primeras diferencias También se realiza un test de raíces unitarias para la serie en niveles y primeras diferencias obteniéndose los siguiente:
4 Test de raíces unitarias para serie en niveles Null Hypothesis: LPIBR has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 8 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LPIBR) Method: Least Squares Date: 05/12/07 Time: 13:43 Sample (adjusted): 1967Q2 2004Q2 Included observations: 149 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LPIBR(-1) D(LPIBR(-1)) D(LPIBR(-2)) D(LPIBR(-3)) D(LPIBR(-4)) D(LPIBR(-5)) D(LPIBR(-6)) D(LPIBR(-7)) D(LPIBR(-8)) C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Test de raíces unitarias para serie con una diferencia estacional Null Hypothesis: LP has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-statistic Prob.*
5 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(D12LPIBR) Method: Least Squares Date: 05/12/07 Time: 13:48 Sample (adjusted): 1966Q2 2004Q2 Included observations: 153 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-statistic D12LPIBR(-1) D(D12LPIBR(-1)) D(D12LPIBR(-2)) D(D12LPIBR(-3)) D(D12LPIBR(-4)) C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Prob Explique e interprete los resultados obtenidos en el test. Son estos resultados consistentes o contradictorios con el análisis de los correlogramas? razone su respuesta. Solucion El test muestra que no puede rechazarse la hipótesis de no estacionariedad ni para la serie con una diferencia regular ni para la que tiene una diferencia estacional. Por lo tanto, será necesario tomar ambas diferencias: una regular y una estacional. Esto implica crecimiento sistematico con tendencia puramente estocástica. La informacion que da el correlograma no es suficiente para tomar una decisión. Para la serie con una diferencia estacional no se puede discernir si el decrecimiento del correlograma es o no lo suficientemente lento para interpretar que la serie es no estacionaria. La serie con una diferencia regular tiene correlaciones estacionales que no terminan de desaparecer en el tiempo por lo que parece aconsejable tomar además una diferencia regular.
6 En resumen, los resultados mostrados en el correlograma son consistentes con los del test ADF. 3) Se define el siguiente proceso VAR(1) [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] donde y son términos de error ruido blanco. Responder a las siguientes preguntas. a) Discuta si el sistema (1) es o no estacionario. Escriba a partir de sustituciones recursivas el modelo (1) como función de los términos de error [ ] en diferentes momentos del tiempo. A raíz de esa especificación discuta qué implica la condición de estacionariedad a la hora de explicar el efecto de estos términos de error sobre las variables endógenas del modelo. b) Discuta de forma razonada si las variables,, e son endógenas, exógenas o predeterminadas. Qué consecuencias tiene en la estimación y la especificación del modelo? c) Explique de que forma el sistema (1) puede recoger relaciones de contemporaneidad entre las variables e. Soluciones a) Para saber si el sistema es o no estacionario debe resolverse el determinante { Una de las inversas de las raíces es mayor que la unidad y por lo tanto el sistema no es estacionario. b) Las variables e son claramente endógenas al depender de retardos de otras variables. Las variables e son débilmente exógenas o predeterminadas ya que se corresponden con una variable endógena retardada. c) Pueden existir relaciones de contemporaneidad entre e dado que los términos de error del modelo y pueden estar correlacionados contemporáneamente.
7 4) Se propone el siguiente modelo VAR [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] donde y son términos de error ruido blanco. Responder si las siguientes afirmaciones son verdaderas o falsas. Justificar brevemente. a) El sistema (1) es estacionario si los autovalores de la matriz [ ] son mayores que la unidad. Falso b) El sistema (1) no es estacionario si los autovalores de la matriz [ ] son menores que la unidad. Falso. c) El sistema (1) no es un modelo recursivo en general pero lo sería si la matriz de varianzas y covarianzas de los términos de error fuera diagonal. Falso d) Las variables e son endógenas mientras la variable es fuertemente exógena. Falso e) Que el proceso (1) sea estacionario implica que el efecto de los términos de error [ ] sobre [ ] aumenta conforme i se incrementa. Falso f) Si el modelo (1) está bien especificado se debe cumplir que. Falso g) Bajo el supuesto de que el modelo es correcto siempre se cumple que para ya que los elementos del término de error son ruido blanco por definición. Verdadero h) Se puede afirmar que en el modelo (1) no existe relación contemporánea entre sus variables endógenas. Falso i) El sistema (1) no es estacionario si los elementos del vector [ ] son ambos mayores que la unidad en valor absoluto. Falso j) El sistema (1) se puede estimar eficientemente ecuación por ecuación ya que los regresores son idénticos en ambas ecuaciones. Verdadero k) El sistema (1) no se puede estimar de forma consistente ecuación por ecuación ya que las variables explicativas en las dos ecuaciones son predeterminadas. Falso l) Nunca es eficiente estimar el sistema (1) ecuación por ecuación ya que los términos de error de las dos ecuaciones podrían estar correlacionados. Falso 5) Se ha estimado el siguiente modelo para analizar la relación dinámica entre las variables y :
8 donde las variables y son estacionarias y es un ruido blanco. a) Obtenga la FRI y la ganancia en la función de transferencia. b) Responda verdadero a falso a las siguientes proposiciones. Justifique brevemente su respuesta. - La variable responde contemporáneamente a variaciones de la variable. Falso - La variación de ante un impulso de la variable ocurrido en el período t-1 es 0.3. Verdadero - La variación de ante un impulso de la variable ocurrido en el período t-1 es 0.5. Falso - La variación de ante un impulso de la variable ocurrido en el período t-1 es Falso - La relación dinámica desde la variable hacia se caracteriza por tener una fase de decrecimiento convergente hacia cero. Verdadero - La relación dinámica desde la variable hacia es explosiva. Falso Solucion a) La FRI de este modelo seria Impulso Efecto t=0, i=1 0 t=1, i=0 0.3 t=2, i=0 t=3, i=0 0.3x = x(0.3x )=0.3 En general a partir del tercer periodo, la FRI tomaría la siguiente forma FRI(k)=0.5*FRI(k-1) Por lo tanto la respuesta a un impulso ira decreciendo conforme aumenta el horizonte temporal. La ganancia (o multiplicador de largo plazo) seria 6) Se ha estimado el siguiente proceso de en función de las variables y : donde es un proceso ruido blanco. a) Es estacionario? b) Es estacionaria la tasa de variación de?
9 c) Calcule (muestre) y explique las características de la función de respuesta de ante una variación impulso de. d) Calcule (muestre) y explique las características de la función de respuesta de ante una variación impulso de. Solucion a) Claramente no dado que existe una doble diferencia unitaria afectando al proceso. b) Tampoco ya que se necesitan dos diferencias para hacer el proceso estacionario. c) El modelo puede escribirse como El efecto sobre de seria explosivo y el efecto total seria igual a infinito. El efecto sobre de seria irregular y finalizaría de forma súbita en el tercer periodo. d) El efecto sobre de seria explosivo y el efecto total seria igual a infinito. El efecto sobre de decrecería de forma sistematica y dicho decrecimiento estaría determinado por el polinomio autoregresivo. 7) Se dispone del logaritmo de las series del ipc de Espana (lesp) y del ipc de la Comunidad de Madrid (lmad) cuyo grafico se muestra a continuación LESP LMAD Se sabe además que ambas series son integradas de orden 1, es decir son estacionarias tras una diferencia regular. a) De acuerdo con la informacion proporcionada por el grafico, cree que estas dos series podrían estar cointegradas?
10 Se realiza una regresión entre las dos series obteniéndose los siguientes resultados Además se ha realizado el test de raíces unitarias a los residuos de esta ultima regresión obteniéndose: b) A la vista de estos resultados, se puede aceptar que estas series están cointegradas a un nivel de significación del 5%? c) De acuerdo con esto, estaría justificado especificar y estimar un modelo con mecanismo corrección del equilibrio? Solucion a) El grafico sugiere que las series podrían estar cointegradas dado que la evolución tendencial de las dos series es bastante similar. Sin embargo, la inspecccion ocular no es suficiente y es necesario un contraste formal para poder decidir.
11 b) No se puede rechazar la hipótesis de no estacionariedad en los residuos de la regresión al 5% de significación. Por lo tanto no podríamos aceptar que estas series están cointegradas. c) De acuerdo con esto no se debe estimar un mecanismo de corrección del equilibrio. Se debe tomar diferencias de ambas series y estudiar la posible relación dinámica entre ellas mediante un VAR en primeras diferencias.
Hoja 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 detallesEJEMPLO DE APLICACIÓN DE MODELIZACIÓN ARIMA A LA SERIE DE COTIZACIONES DIARIAS DE TERRA - LYCOS NOVIEMBRE 1999 A JUNIO 2001
EJEMPLO DE APLICACIÓN DE MODELIZACIÓN ARIMA A LA SERIE DE COTIZACIONES DIARIAS DE TERRA - LYCOS NOVIEMBRE 1999 A JUNIO 2001 CURSO DE TÉCNICAS DE PREVISIÓN DE VARIABLES FINANCIERAS PROGRAMA CITIUS Junio
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 detallesPRÁCTICAS DE LA ASIGNATURA ECONOMETRIA II. CURSO 2006/2007
PRÁCTICAS DE LA ASIGNATURA ECONOMETRIA II. CURSO 2006/2007 Práctica 3 1. Planteamiento y Objetivos de la Práctica En la presente práctica se propone la modelización univariante por medio del enfoque de
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 detallesANÁLISIS DE LAS DIFERENCIAS ENTRE LAS TASAS DE INFLACIÓN ASOCIADAS A DOS INDICADORES DEL NIVEL DE PRECIOS AGREGADO
EKONOMIA ETA ENPRESA ZIENTZIEN FAKULTATEA FACULTAD DE CIENCIAS ECONÓMICAS Y EMPRESARIALES GRADO: Economía Curso 2014 / 2015 ANÁLISIS DE LAS DIFERENCIAS ENTRE LAS TASAS DE INFLACIÓN ASOCIADAS A DOS INDICADORES
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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 detallesMODELO 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 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 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 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 detallesEJERCICIO T1 NOMBRE: Correctas Incorrectas En Blanco Puntos
ECONOMETRÍA EJERCICIO T1 APELLIDOS: NOMBRE: FIRMA: GRUPO: DNI: Pregunta 1 A B C En Blanco Pregunta A B C En Blanco Pregunta 3 A B C En Blanco Pregunta 4 A B C En Blanco Pregunta 5 A B C En Blanco Pregunta
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 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 detallesMODELOS VAR (P) MODELO VAR (P) PARA 2, 3 Y 4 VARIABLES.
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 43,9594437 1971 4,9372E+12
Más detallesILUSTRACIÓN DEL PROBLEMA DE LA IDENTIFICABILIDAD EN LOS MODELOS MULTIECUACIONALES
ILUSTRACIÓN DEL PROBLEMA DE LA IDENTIFICABILIDAD EN LOS MODELOS MULTIECUACIONALES El objetivo de este documento es ilustrar matemáticamente, y con un caso concreto, el problema de la identificación en
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 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 detallesLas exportaciones de México
Las exportaciones de México a los estados unidos. su importancia y principales determinantes, 1993-2011 Tiempo Económico Núm. 20, vol. VII Primer cuatrimestre de 2012 Las exportaciones de México a los
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 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 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 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 detallesCiencias Contables y Administrativas
Ciencias Contables y Administrativas In Crescendo. Institucional. 2016; 7(2): 80-93 Fecha de recepción: 4 de junio de 2016 Fecha de aceptación: 9 de noviembre de 2016 Estudio de la estacionariedad de la
Más detallesPRÁCTICAS DE LA ASIGNATURA ECONOMETRIA II. CURSO 2004/2005
PRÁCTICAS DE LA ASIGNATURA ECONOMETRIA II. CURSO 2004/2005 Práctica 3 1. Planteamiento y Objetivos de la Práctica En la presente práctica se propone la modelización univariante por medio del enfoque de
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 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 detallesGuía de taller de Economía Cuantitativa V. Profesor: ALBERTO REYES DE LA ROSA.
Guía de taller de Economía Cuantitativa V. Profesor: ALBERTO REYES DE LA ROSA. Debe ser resuelta a mano, citar bibliografía (no usar internet). Términos clave 1. Ceteris Paribus 2. Grado de libertad 3.
Más detallesDeterminantes del ahorro financiero boliviano y sensibilidad ante cambios en las tasas de interés CÓDIGO: 7077
Determinantes del ahorro financiero boliviano y sensibilidad ante cambios en las tasas de interés CÓDIGO: 7077 Resumen El ahorro es el proceso mediante el cual una economía reserva parte de su producto
Más detallesRegresión con variables instrumentales
Regresión con variables instrumentales Tema 9 Introducción Cuando el supuesto de exogeneidad no se cumple, los estimadores MCO son sesgados e inconsistentes El método de Variables Instrumentales (VI) permite
Más detallesEconometría II Grado en finanzas y contabilidad
Econometría II Grado en finanzas y contabilidad Modelos VAR recursivos. Modelos univariantes dinámicos: los modelos de retardos autoregresivos distribuídos (ADL).Multiplicadores de impacto y de largo Profesora:
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 detallesAugmented Dickey-Fuller. Test de raíces unitarias en Z T
ANEXOS CUADRO A1. Augmented Dickey-Fuller. Test de raíces unitarias en Z T Estadístico ADF -3.231287 1% Valor Crítico -3.4549* 5% Valor Crítico -2.8718 10% Valor Crítico -2.5722 Variable Dependiente D(LOG(Z93))
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 detallesDETERMINANTES DE LA ESPERANZA DE VIDA EN ESPAÑA
Facultad de Ciencias Económicas y Empresariales Grado en ECONOMÍA DETERMINANTES DE LA ESPERANZA DE VIDA EN ESPAÑA Presentado por: Patricia Blanco Palmero Tutelado por: Pilar Zarzosa Espina Valladolid,
Más detallesECONOMETRÍA II PRÁCTICAS DE ORDENADOR. Práctica 2
ECONOMETRÍA II PRÁCTICAS DE ORDENADOR Práctica 2 El fichero epflic.wf1 contiene una submuestra de hogares de la Encuesta de Presupuestos Familiares 1990/91 formada por parejas con o sin hijos en los que
Más detallesIntroducción a la Econometría Capítulo 4
Introducción a la Econometría Capítulo 4 Ezequiel Uriel Jiménez Universidad de Valencia Valencia, Septiembre de 2013 4.1 El contraste de hipótesis: una panorámica 4.2 Contraste de hipótesis utilizando
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 detallesEconometría 2. Modelos no estacionarios y contrastes de raíz unitaria = 0 8. (0 4) 1 +, (0 2 ), y valores críticos
Econometría 2 Modelos no estacionarios y contrastes de raíz unitaria 1. Cuál de las siguientes afirmaciones es verdadera? (a) Un proceso I(1) es un camino aleatorio; (b) Un camino aleatorio es un ruido
Más detallesUNA APLICACIÓN DE LA METODOLOGÍA DE VECTORES AUTOREGRESIVOS (VAR) AL ÁNALISIS DE LA DEMANDA DE DINERO EN VENEZUELA EN EL PERIODO
UNA APLICACIÓN DE LA METODOLOGÍA DE VECTORES AUTOREGRESIVOS (VAR) AL ÁNALISIS DE LA DEMANDA DE DINERO EN VENEZUELA EN EL PERIODO 1984-2000 Realizado por: Est. Tania C. Arria G. Febrero, 2002 CONTENIDO:
Más detalles1. VARIABLES FICTICIAS
TEMA 1: EXTENSIONES DEL MODELO DE REGRESIÓN LINEAL MÚLTIPLE: VARIABLES FICTICIAS Y CAMBIO ESTRUCTURAL. Wooldridge: Capítulos 6 (apartado 6.1) y 7 Gujarati: Capítulos 9 (apartado 9.8), 10 y 12 1. VARIABLES
Más detallesTODO ECONOMETRÍA. A continuación voy a realizar un primer gráfico para observar el comportamiento de mi serie.
Sabemos que se aprende de las regularidades del comportamiento pasado de la serie y se proyectan hacia el futuro. Por lo tanto, es preciso que los procesos aleatorios generadores de las series temporales
Más detallesEl modelo de Goodwin. Ciclos económicos e inversión en Bolivia
LAJED No 15 ISSN 2074-4706 Mayo 2011 133-165 El modelo de Goodwin. Ciclos económicos e inversión en Bolivia The Goodwin s model. Economic Cycles and Investment in Bolivia Javier Aliaga Lordemann* Raúl
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 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 detallesCurso de Predicción Económica y Empresarial Edición 2004
Curso de Predicción Económica y Empresarial www.uam.es/predysim Edición 24 UNIDAD 4: TÉCNICAS AVANZADAS DE PREDICCIÓN Ejercicio 2: Contraste de cointegración y estimación de un modelo VEC en EViews Solución
Más detallesEmpleo e Inversión en Venezuela
Empleo e Inversión en Venezuela Por: Douglas C. Ramírez Vera Introducción En las dos últimas décadas del siglo XX, Venezuela ha experimentado dos hechos demográficos muy importantes; ha tenido simultáneamente
Más detallesUNIVERSIDAD DEL AZUAY FACULTAD DE CIENCIAS DE LA ADMINISTRACION ESCUELA DE ECONOMIA
UNIVERSIDAD DEL AZUAY FACULTAD DE CIENCIAS DE LA ADMINISTRACION ESCUELA DE ECONOMIA MONOGRAFIAS PREVIAS A LA OBTENCION DEL TITULO DE ECONOMISTA AUTOR: JUAN PABLO MACHADO A. CURSO DE GRADUACION ABRIL- SEPTIEMBRE
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 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 detallesEJERCICIO T2 NOMBRE: Correctas Incorrectas En Blanco Puntos
ECONOMETRÍA APLICADA EJERCICIO T2 APELLIDOS: NOMBRE: FIRMA: GRUPO: DNI: Pregunta 1 A B C En Blanco Pregunta 2 A B C En Blanco Pregunta 3 A B C En Blanco Pregunta 4 A B C En Blanco Pregunta 5 A B C En Blanco
Más detallesModelo SARIMA para la llegada mensual de visitantes extranjeros por el Aeropuerto Internacional Jorge Chávez
59 Modelo SARIMA para la llegada mensual de visitantes extranjeros... Modelo SARIMA para la llegada mensual de visitantes extranjeros por el Aeropuerto Internacional Jorge Chávez SARIMA model for the monthly
Más detalles1. Sean dos variables aleatorias discretas X e Y. La siguiente tabla describe la función de masa de probabilidad conjunta de estas variables:
Examen de Introducción a la Econometría Universidad Carlos III de Madrid 2 a Convocatoria Curso 2004/205 Conteste las preguntas siguientes en 2 horas y media 1. Sean dos variables aleatorias discretas
Más detallesCurso de Predicción Económica y Empresarial Edición 2004
Curso de Predicción Económica y Empresarial www.uam.es/predysim Edición 2004 UNIDAD 3: MODELOS ARIMA Ejercicio 1: Aplicación de los test de detección de raíces unitarias en EViews Solución A) IDENTIFICACIÓN
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 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 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 detallesEstimation of a consumption function for the cuban economy during the period
artículo de investigación http://dx.doi.org/10.14482/ecoca.15.7192 Estimación de una función de consumo para la economía cubana en el período 1975-2012 Estimation of a consumption function for the cuban
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 detallesECONOMETRIA: PRÁCTICA OBLIGATORIA (En formato Manual de Uso)
ECONOMETRIA: PRÁCTICA OBLIGATORIA (En formato Manual de Uso) Leer los datos del fichero de Excel (datelectricidad.xls): Al revisar los datos en Excel se ha verificado que la información disponible es de
Más detalles