Respostas Gujarati

Manual de Soluções • Econometria Básica • Gujarati CAPÍTULO 3 MODELO DE REGRESSÃO DE DUAS VARIÁVEIS: O PROBLEMA DA ESTIMAÇÃO 3.1 (1) Yi = β1+ β2Xi + ui, logo, E(Yi|Xi) = E[(β1+ β2Xi + ui)|Xi] E(Yi|Xi) = β1+ β2Xi + E(ui|Xi), visto que β1e β2 são constantes e X é não-estocástico. E(Yi|Xi) = β1+ β2Xi, já que E(ui|Xi) = 0, por premissa. (2) Dado que cov(uiuj)=0 para todo i,j (i≠j), então cov(YiYj) = E{[Yi - E(Yi)] [Yj - E(Yj)]} cov(YiYj) = E(uiuj), dos resultados em (1) cov(YiYj) = E(ui)E(uj), porque é premissa que os termos de erro não estão correlacionados, cov(YiYj) = 0, já que o valor médio de ui é zero, por premissa. (3) Dado que var(ui|Xi) = σ2, var(Yi|Xi) = E[Yi - E(Yi)]2 = E(ui2) = var(ui|Xi) = σ2, por premissa. 3.2 Logo, βˆ2 = ∑x y ∑x i i 2 i Yi Xi yi xi xi yi xi 2 4 1 –3 –3 9 9 5 4 –2 0 0 0 7 5 0 1 0 1 12 6 5 2 10 4 soma 28 16 0 0 19 14 Nota: Y = 7 e X = 4. = 19 = 1,357; βˆ1 = Y − βˆ2 X = 1,572. 14 Manual de Soluções • Econometria Básica • Gujarati 3.3 A FRP é: Yi = β1+ β2Xi + ui. Situação 1: β1 = 0, β2 = 1, e E(ui) = 0, resultando E(Yi|Xi) = Xi Situação 2: β1 = 1, β2 = 0, e E(ui) = (Xi –1), o que dá E(Yi|Xi) = Xi, o mesmo resultado da situação 1. Logo, sem a premissa E(ui) = 0, não se pode estimar os parâmetros porque, como acabamos de demonstrar, a mesma distribuição condicional de Y é obtida, embora os valores presumidos dos parâmetros sejam bem diferentes nas duas situações. 3.4 Impondo a primeira restrição,…

GUJARATI USANDO STATA Por: GEÁSI MORAIS Este manual foi desenvolvido no intuito de auxiliar os estudantes de graduação que estão cursando a disciplina econometria. Todas as rotinas aqui expostas acompanham os procedimentos do livro Econometria Básica do autor Damodar N. Gujarati, usando o Software Stata 11. Estimação da função consumo (I.3.3) com dados da tabela I.1 reg y x Source | SS df MS Number of obs = 15 -------------+------------------------------ F( 1, 13) = 8144.59 Model…

174 174 Econometria – Semestre 2010.01 21.4. PROCESSOS ESTOCÁSTICOS INTEGRADOS O passeio aleatório é apenas um caso particular de uma classe de processos estocásticos conhecidos como processos integrados. Já vimos que o passeio aleatório é um processo não estacionário, mas sua 1a. diferença é estacionária. Dizemos que ele é um processo integrado de ordem 1, denotado I(1). Em geral, uma série temporal é integrada de ordem d, e…

GUJARATI USANDO STATA Por: GEÁSI MORAIS Este manual foi desenvolvido no intuito de auxiliar os estudantes de graduação que estão cursando a disciplina econometria. Todas as rotinas aqui expostas acompanham os procedimentos do livro Econometria Básica do autor Damodar N. Gujarati, usando o Software Stata 11. Estimação da função consumo (I.3.3) com dados da tabela I.1 reg y x Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 3351406.23 1 3351406.23…

Manual de Soluções • Econometria Básica • Gujarati CAPÍTULO 1 A NATUREZA DA ANÁLISE DE REGRESSÃO 1.1 (a) A seguir temos a tabela com as taxas de inflação (%) calculadas ano sobre ano com início em 1974, pois não há dados anteriores a 1973. CANADÁ FRANÇA ALEMANHA ITÁLIA JAPÃO 10,78431 10,84071 7,584830 7,792208 8,950086 9,320695 9,971098 12,48357 10,86449 5,795574 4,282869 4,106972 4,128440 4,317181 4,054054 4,951299 4,795050 5,608856 1,537386…

OFERTA DE MOEDA (M1) AJUSTADA SAZONALMENTE - JANEIRO DE 1959 A SETEMBRO DE 1999 ( EM US$ BILHOES 1959:00:00 138,89000 139,39000 139,74000 139,69000 140,68000 141,17000 1959:07:00 141,70000 141,90000 141,01000 140,47000 140,38000 139,95000 1960:01:00 139,98000 139,87000 139,75000 139,56000 139,61000 139,58000 1960:07:00 140,18000 141,31000 141,18000 140,92000 140,86000 140,69000 1961:01:00 141,06000 141,60000 141,87000 142,13000 142,66000 142,88000 1961:07:00 142,92000…

Fazendo a regressão de RESI1 em RESI2 leva a: RESI1 = -0,09897*(RESI2) Subsitituindo os valores de RESI1 e RESI2 encontrados nas duas primeiras equações de regressão leva a: mph - 50,730 + 0,0094074*(peso) = -0,09897*( hp – 22,572 -0,024364*(peso)) mph = 50,730 + 0,09897*(22,572) + peso*(- 0,0094074 + 0,09897*0,024364) + hp*(-0,09897) mph = 52,964 -0,0070*peso - 0,09897*hp Professora Mônica Barros ENCE 18 Econometria – Semestre 2010.01 O que concorda, a menos de…

Econometria – Semestre 2010.01 161 161 CAPÍTULO 21 – ECONOMETRIA DE SÉRIES TEMPORAIS – CONCEITOS BÁSICOS 21.1. ALGUMAS SÉRIES TEMPORAIS BRASILEIRAS Nesta seção apresentamos algumas séries econômicas, semelhantes às exibidas por Gujarati. A idéia é trabalhar também, neste capítulo, com dados nacionais. Talvez a primeira coisa a fazer ao modelar uma série temporal é apresentar seu gráfico ao longo do tempo. Esta prática simples é importante, pois mostra se a série tem…

AMANDA RAMOS RIBEIRO DA SILVA – R.A. 912105294 FRANCIELLY G. A. DOS SANTOS – R.A. 912102739 MARIA VITORIA ELORZA FERREIRA – R.A. 912120347 TAMARA FAGUNDES DE CARVALHO – R.A. 912123017 GUJARATI – THE DEMAND FOR ROSES, DETROIT 1971- 1975. UNIVERSIDADE NOVE DE JULHO SÃO PAULO – 2014 Tabela 7.6 – Gujarati - The demand for roses, Detroit 1971-1975 Modelo 1: MQO, usando as observações 1971:3-1975:2 (T = 16) …

países independentes, Lisboa é uma das cidades mais cosmopolitas da Europa. É possível, numa só viagem demetro ouvir falar línguas como o cantonês, o crioulo cabo-verdiano, o gujarati, o ucraniano, o italiano ou oportuguês com pronúncia moçambicana ou brasileira. E nenhuma delas falada por turistas, mas sim por habitantes da cidade. Desde 1994, ano em que foi Capital europeia da cultura, Lisboa tem vindo a acolher uma série de eventos internacionais, da Expo 98 ao Tenis World Master…