9.1 Introduction 9.2 Lags in the Error Term: Autocorrelation 9.3 Estimating an AR(1) Error Model 9.4 Testing for Autocorrelation 9.
|
|
- Ἑλένη Παπαϊωάννου
- 6 χρόνια πριν
- Προβολές:
Transcript
1
2 9.1 Inroducion 9.2 Lags in he Error Term: Auocorrelaion 9.3 Esimaing an AR(1) Error Model 9.4 Tesing for Auocorrelaion 9.5 An Inroducion o Forecasing: Auoregressive Models 9.6 Finie Disribued Lags 9.7 Auoregressive Disribued Lag Models
3 Figure 9.1
4 y = f( x, x, x,...) 1 2 y = f( y, x ) 1 y = f( x) + e e = f ( e 1)
5 Figure 9.2(a) Time Series of a Saionary Variable
6 Figure 9.2(b) Time Series of a Nonsaionary Variable ha is Slow Turning or Wandering
7 Figure 9.2(c) Time Series of a Nonsaionary Variable ha Trends
8 9.2.1 Area Response Model for Sugar Cane ln ln ( A) =β +β ln ( P) 1 2 ( ) ln ( ) A = β+β P + e 1 2 y = β+β x + e 1 2 e = ρ e + v 1
9 y = β+β x + e 1 2 e = ρ e + v 1 Ev = v =σ v v = s 2 ( ) 0 var( ) v cov(, s) 0 for 1<ρ< 1
10 Ee ( ) = 0 var( ) 2 σv =σ = 1 ρ 2 e e 2 2 ( e e ) k cov, = σρ k > 0 k e
11 corr( e, e ) k cov( e, e ) cov( e, e ) σρ = = = =ρ var( e ) var 2 k k k e 2 ( e ) var( e) σ k e k corr( e, e 1) = ρ yˆ = x (se) (.061) (.277)
12
13 Figure 9.3 Leas Squares Residuals Ploed Agains Time
14 r xy ( x x)( y y) cov( x, y) = 1 = = var( x)var( y) ( x x) ( y y) T T T 2 2 = 1 = 1 r 1 cov( e, e ) = = var( e ) T 1 = 2 T = 2 ee 垐 eˆ 1 2 1
15 The exisence of AR(1) errors implies: The leas squares esimaor is sill a linear and unbiased esimaor, bu i is no longer bes. There is anoher esimaor wih a smaller variance. The sandard errors usually compued for he leas squares esimaor are incorrec. Confidence inervals and hypohesis ess ha use hese sandard errors may be misleading.
16 Sugar cane example The wo ses of sandard errors, along wih he esimaed equaion are: yˆ = x (.061) (.277) 'incorrec' se's (.062) (.378) 'correc' se's The 95% confidence inervals for β 2 are: (.211, 1.340) (incorrec) (.006,1.546) (correc)
17 y = β+β x + e 1 2 e = ρ e + v 1 y = β+β x +ρ e + v e = y β β x
18 ρ e =ρy ρβ ρβ x y =β (1 ρ ) +β x +ρy ρβ x + v ln( A ) = ln( P) e =.422e + v 1 (se) (.092) (.259) (.166)
19 I can be shown ha nonlinear leas squares esimaion of (9.24) is equivalen o using an ieraive generalized leas squares esimaor called he Cochrane-Orcu procedure. Deails are provided in Appendix 9A.
20 y =β (1 ρ ) +β x ρβ x +ρ y + v y = δ+δ x +δ x +θ y + v δ =β1(1 ρ) δ 0 =β2 δ 1 = ρβ2 θ 1 =ρ yˆ = x.611 x +.404y 1 1 (se) (.656) (.280) (.297) (.167)
21 9.4.1 Residual Correlogram H : ρ = 0 H : ρ z = Tr1 N(0,1) z = =
22 9.4.1 Residual Correlogram r or r T T 1 1 r k or rk T T cov( e, e ) E( ee ) ρ = = k k k 2 var( e) E( e )
23 Figure 9.4 Correlogram for Leas Squares Residuals from Sugar Cane Example
24 y = β+β x + e 1 2 y = β (1 ρ ) +β x +ρy ρβ x + v
25 Figure 9.5 Correlogram for Nonlinear Leas Squares Residuals from Sugar Cane Example
26 y = β+β x +ρ e + v = F = p-value =.021 y = β+β x +ρ e垐 + v b + b x + e垐 =β +β x +ρ e + v?
27 e垐 = ( β b) + ( β b ) x +ρ e + v? =γ +γ x +ρ e垐 + v LM T R 2 = = =
28 y =δ+θ y +θ y + L+θ y + v p p CPI CPI 1 y = ( ln( CPI) ln( CPI 1) ) CPI 1 INFLN = INFLN.2179 INFLN INFLN (se) (.0253) (.0615) (.0645) (.0613)
29 Figure 9.6 Correlogram for Leas Squares Residuals from AR(3) Model for Inflaion
30 y =δ+θ y +θ y +θ y + v y = δ+θ y +θ y +θ y + v T+ 1 1 T 2 T 1 3 T 2 T+ 1 yˆ =δ+θ 垐 y +θ 垐 y +θ y T+ 1 1 T 2 T 1 3 T 2 = =.2602
31 y垐 =δ+θ 垐 y +θ 垐 y +θ y T+ 2 1 T+ 1 2 T 3 T 1 = =.2487 u = y yˆ = ( δ δ 垐 ) + ( θ θ ) y + ( θ θ 垐 ) y + ( θ θ ) y + v 1 T+ 1 T T 2 2 T T 2 T+ 1
32
33 u = v + 1 T 1 u = θ ( y yˆ ) + v =θ u + v =θ v + v 2 1 T+ 1 T+ 1 T T+ 2 1 T+ 1 T+ 2 u =θ u +θ u + v = ( θ +θ ) v +θ v + v T T+ 1 1 T+ 2 T+ 3
34 σ = var( u ) =σ v σ = var( u ) =σ (1 +θ ) v 1 σ = var( u ) =σ [( θ +θ ) +θ + 1] v ( y垐 1.96 σ, y垐 σ ) T + j j T + j j
35 y = α+β 0x +β 1x 1+β 2x 2 + L+β qx q + v, = q+ 1, K, T E( y ) x s = β s WAGE WAGE 1 x = ( ln( WAGE) ln( WAGE 1) ) WAGE 1
36
37
38 y = δ+δ x +δ x + L+δ x +θ y + L+θ y + v q q 1 1 p p y =α+β x +β x +β x +β x + L+ e =α+ β x + e s= 0 s s
39 Figure 9.7 Correlogram for Leas Squares Residuals from Finie Disribued Lag Model
40 INFLN = PCWAGE PCWAGE PCWAGE 1 2 (se) (.0288) (.0761) (.0812) (.0812) PCWAGE INFLN.1976 INFLN (.0829) (.0604) (.0604)
41 Figure 9.8 Correlogram for Leas Squares Residuals from Auoregressive Disribued Lag Model
42 y = δ+δ x +δ x +δ x +δ x +θ y +θ y + v β 垐 =δ = β 垐 =θβ 垐 +δ = = β 垐 =θβ 垐 +θ β 垐 +δ = β 垐 =θβ 垐 +θ β 垐 +δ = β 垐 =θβ 垐 +θ β? =
43 Figure 9.9 Disribued Lag Weighs for Auoregressive Disribued Lag Model
44 Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-44
45 Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-45
46 y = β+β x + e e =ρ e + v y =β +β x +ρy ρβ ρβ x + v (9A.1) ( 1 ) ( ) y ρ y =β ρ +β x ρ x + v (9A.2) y = y ρ y x = x ρ x x = ρ Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-46
47 y = x β+ x β+ v (9A.3) y β β x =ρ( y β β x ) + v (9A.4) Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-47
48 y1 = β+ 1 x1β+ 2 e1 1 ρ y = 1 ρ β + 1 ρ xβ + 1 ρ e y = x β+ x β+ e (9A.5) Principles of Economerics, 3rd Ediion y = 1 ρ y x = 1 ρ x = 1 ρ x e = 1 ρ e (9A.6) Slide 9-48
49 σv var( e ) (1 ) var( ) (1 ) 1 ρ = ρ e1 = ρ =σ 2 v Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-49
50 H : ρ = 0 H : ρ> d = T ( e垐 ) 2 e 1 = 2 T = 1 eˆ 2 (9B.1) Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-50
51 d = T T T 2 2 e垐垐 + e 1 2 ee 1 = 2 = 2 = 2 T 2 eˆ = 1 T T T 2 2 e垐 垐 e 1 ee 1 = 2 = 2 = 2 2 T T T e垐? e e = 1 = 1 = 1 = + (9B.2) r 1 Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-51
52 d 21 r ( ) 1 (9B.3) d d c Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-52
53 Figure 9A.1: Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-53
54 Figure 9A.2: Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-54
55 The Durbin-Wason bounds es. if d < d, rejec H : ρ= 0 and accep H : ρ> 0; Lc 0 1 if d > d, do no rejec H : ρ= 0; Uc if d < d < d he es is inconclusive. Lc Uc, 0 Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-55
56 y =α+β x +β x +β x +β x + L+ e =α+ β x + e s s s= 0 y = δ+δ x +δ x + L+δ x +θ y + L+θ y + v q q 1 1 p p Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-56
57 y = δ+δ x +θ y + v (9C.1) y = δ+δ x +θ y (9C.2) y = δ+δ x +θ y =δ+δ x +θ ( δ+δ x +θ y ) =δ+θδ+δ x +θδ x +θ y Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-57
58 y =δ+θδ+δ x +θδ x +θ ( δ+δ x +θ y ) =δ+θδ+θ δ+δ x +θδ x +θ δ x +θ y y =δ+θδ+θ δ+ L+θ δ 2 j δ x +θδ x +θ δ x + L+θ δ x +θ y 2 j j j 1 ( j+ 1) (9C.3) j 2 j s j L 1 0 1x s 1 y ( j+ 1) s= 0 =δ (1 +θ +θ + +θ ) + δ θ +θ Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-58
59 y =α+ s= 0 δ θ s 0 1 x s (9C.4) α=δ 2 (1 +θ +θ L) = 1 θ 1 δ y = α+ β x + e s s s= 0 Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-59
60 β =δ θ s s 0 1 δ β =δ +θ +θ + = θ 2 0 s 0(1 1 1 L) s= Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-60
61 y = δ+δ x +δ x +δ x +δ x +θ y +θ y +v (9C.5) β =δ 0 0 β =θβ +δ β =θβ +θ β +δ β =θβ +θ β +δ β =θβ +θ β M β =θβ 1 1+θ2β 2 for 4 s s s s (9C.6) Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-61
62 ˆ y + y + y 3 T T 1 T 2 yt + 1 = yˆ =α y +α(1 α ) y +α(1 α ) y +L 1 2 T+ 1 T T 1 T 2 (9D.1) (1 α ) yˆ =α(1 α ) y +α(1 α ) y +α(1 α ) y T T 1 T 2 T 3 (9D.2) y垐 = α y + + (1 α ) y T 1 T T Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-62
63 Figure 9A.3: Exponenial Smoohing Forecass for wo alernaive values of α Principles of Economerics, 3rd Ediion Slide 9-63
Χρονοσειρές Μάθημα 3
Χρονοσειρές Μάθημα 3 Ασυσχέτιστες (λευκός θόρυβος) και ανεξάρτητες (iid) παρατηρήσεις Chafield C., The Analysis of Time Series, An Inroducion, 6 h ediion,. 38 (Chaer 3): Some auhors refer o make he weaker
Διαβάστε περισσότερα8.1 The Nature of Heteroskedasticity 8.2 Using the Least Squares Estimator 8.3 The Generalized Least Squares Estimator 8.
8.1 The Nature of Heteroskedastcty 8. Usng the Least Squares Estmator 8.3 The Generalzed Least Squares Estmator 8.4 Detectng Heteroskedastcty E( y) = β+β 1 x e = y E( y ) = y β β x 1 y = β+β x + e 1 Fgure
Διαβάστε περισσότερα( ) ( t) ( 0) ( ) dw w. = = β. Then the solution of (1.1) is easily found to. wt = t+ t. We generalize this to the following nonlinear differential
Periodic oluion of van der Pol differenial equaion. by A. Arimoo Deparmen of Mahemaic Muahi Iniue of Technology Tokyo Japan in Seminar a Kiami Iniue of Technology January 8 9. Inroducion Le u conider a
Διαβάστε περισσότεραSupplementary Appendix
Supplementary Appendix Measuring crisis risk using conditional copulas: An empirical analysis of the 2008 shipping crisis Sebastian Opitz, Henry Seidel and Alexander Szimayer Model specification Table
Διαβάστε περισσότεραHW 3 Solutions 1. a) I use the auto.arima R function to search over models using AIC and decide on an ARMA(3,1)
HW 3 Solutions a) I use the autoarima R function to search over models using AIC and decide on an ARMA3,) b) I compare the ARMA3,) to ARMA,0) ARMA3,) does better in all three criteria c) The plot of the
Διαβάστε περισσότεραd dt S = (t)si d dt R = (t)i d dt I = (t)si (t)i
d d S = ()SI d d I = ()SI ()I d d R = ()I d d S = ()SI μs + fi + hr d d I = + ()SI (μ + + f + ())I d d R = ()I (μ + h)r d d P(S,I,) = ()(S +1)(I 1)P(S +1, I 1, ) +()(I +1)P(S,I +1, ) (()SI + ()I)P(S,I,)
Διαβάστε περισσότεραIntroduction to the ML Estimation of ARMA processes
Introduction to the ML Estimation of ARMA processes Eduardo Rossi University of Pavia October 2013 Rossi ARMA Estimation Financial Econometrics - 2013 1 / 1 We consider the AR(p) model: Y t = c + φ 1 Y
Διαβάστε περισσότεραΚΕΦΑΛΑΙΟ 2 ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΧΡΟΝΙΚΩΝ ΣΕΙΡΩΝ. 2.1 Σύντομη ανασκόπηση του κλασσικού υποδείγματος
ΚΕΦΑΛΑΙΟ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΧΡΟΝΙΚΩΝ ΣΕΙΡΩΝ.1 Σύντομη ανασκόπηση του κλασσικού υποδείγματος παλινδρόμησης συνήθων ελαχίστων τετραγώνων (Ordinary Leas Squares regression model).. Ένα παράδειγμα οικονομετρικού
Διαβάστε περισσότεραLevin Lin(1992) Oh(1996),Wu(1996) Papell(1997) Im, Pesaran Shin(1996) Canzoneri, Cumby Diba(1999) Lee, Pesaran Smith(1997) FGLS SUR
EVA M, SWEEEY R 3,. ;. McDonough ; 3., 3006 ; ; F4.0 A Levin Lin(99) Im, Pesaran Shin(996) Levin Lin(99) Oh(996),Wu(996) Paell(997) Im, Pesaran Shin(996) Canzoner Cumby Diba(999) Levin Lin(99) Coe Helman(995)
Διαβάστε περισσότερα4.6 Autoregressive Moving Average Model ARMA(1,1)
84 CHAPTER 4. STATIONARY TS MODELS 4.6 Autoregressive Moving Average Model ARMA(,) This section is an introduction to a wide class of models ARMA(p,q) which we will consider in more detail later in this
Διαβάστε περισσότεραAppendix. The solution begins with Eq. (2.15) from the text, which we repeat here for 1, (A.1)
Aenix Aenix A: The equaion o he sock rice. The soluion egins wih Eq..5 rom he ex, which we reea here or convenience as Eq.A.: [ [ E E X, A. c α where X u ε, α γ, an c α y AR. Take execaions o Eq. A. as
Διαβάστε περισσότεραThe Student s t and F Distributions Page 1
The Suden s and F Disribuions Page The Fundamenal Transformaion formula for wo random variables: Consider wo random variables wih join probabiliy disribuion funcion f (, ) simulaneously ake on values in
Διαβάστε περισσότεραTime Series Analysis Final Examination
Dr. Sevap Kesel Time Series Aalysis Fial Examiaio Quesio ( pois): Assume you have a sample of ime series wih observaios yields followig values for sample auocorrelaio Lag (m) ˆ( ρ m) -0. 0.09 0. Par a.
Διαβάστε περισσότεραStatistics 104: Quantitative Methods for Economics Formula and Theorem Review
Harvard College Statistics 104: Quantitative Methods for Economics Formula and Theorem Review Tommy MacWilliam, 13 tmacwilliam@college.harvard.edu March 10, 2011 Contents 1 Introduction to Data 5 1.1 Sample
Διαβάστε περισσότεραΑ. Μπατσίδης Πρόχειρες βοηθητικές διδακτικές σημειώσεις
Α. Μπατσίδης Πρόχειρες βοηθητικές διδακτικές σημειώσεις Οι παρούσες σημειώσεις επιχειρούν να αποτελέσουν μια βοήθεια τόσο στην παρακολούθηση της διάλεξης όσο και στη μελέτη κάποιων εκ των θεμάτων της Γραμμικής
Διαβάστε περισσότεραΗλεκτρονικοί Υπολογιστές IV
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΙΩΑΝΝΙΝΩΝ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΪΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ Ηλεκτρονικοί Υπολογιστές IV Μοντέλα χρονολογικών σειρών Διδάσκων: Επίκουρος Καθηγητής Αθανάσιος Σταυρακούδης Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό
Διαβάστε περισσότεραFORMULAS FOR STATISTICS 1
FORMULAS FOR STATISTICS 1 X = 1 n Sample statistics X i or x = 1 n x i (sample mean) S 2 = 1 n 1 s 2 = 1 n 1 (X i X) 2 = 1 n 1 (x i x) 2 = 1 n 1 Xi 2 n n 1 X 2 x 2 i n n 1 x 2 or (sample variance) E(X)
Διαβάστε περισσότεραMean-Variance Analysis
Mean-Variance Analysis Jan Schneider McCombs School of Business University of Texas at Austin Jan Schneider Mean-Variance Analysis Beta Representation of the Risk Premium risk premium E t [Rt t+τ ] R1
Διαβάστε περισσότεραΜάθημα 5-6: Στάσιμες πολυμεταβλητές χρονοσειρές και μοντέλα Διασυσχέτιση Διανυσματικά αυτοπαλίνδρομα μοντέλα Δίκτυα από πολυμεταβλητές χρονοσειρές
Μάθημα 5-6: Στάσιμες πολυμεταβλητές χρονοσειρές και μοντέλα Διασυσχέτιση Διανυσματικά αυτοπαλίνδρομα μοντέλα Δίκτυα από πολυμεταβλητές χρονοσειρές Αιτιότητα κατά Granger Ασκήσεις Ανάλυση μονομεταβλητής
Διαβάστε περισσότεραThe random walk model with autoregressive errors
MPRA Munich Personal RePEc Archive The random walk model wih auoregressive errors Halkos George and Kevork Ilias Universiy of Thessaly, Deparmen of Economics 2005 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/33312/
Διαβάστε περισσότεραEE101: Resonance in RLC circuits
EE11: Resonance in RLC circuits M. B. Patil mbatil@ee.iitb.ac.in www.ee.iitb.ac.in/~sequel Deartment of Electrical Engineering Indian Institute of Technology Bombay I V R V L V C I = I m = R + jωl + 1/jωC
Διαβάστε περισσότεραTự tương quan (Autocorrelation)
Tự ương quan (Auocorrelaion) Đinh Công Khải Tháng 04/2016 1 Nội dung 1. Tự ương quan là gì? 2. Hậu quả của việc ước lượng bỏ qua ự ương quan? 3. Làm sao để phá hiện ự ương quan? 4. Các biện pháp khắc phục?
Διαβάστε περισσότερα6.3 Forecasting ARMA processes
122 CHAPTER 6. ARMA MODELS 6.3 Forecasting ARMA processes The purpose of forecasting is to predict future values of a TS based on the data collected to the present. In this section we will discuss a linear
Διαβάστε περισσότεραTự tương quan (Autoregression)
Tự ương quan (Auoregression) Đinh Công Khải Tháng 05/013 1 Nội dung 1. Tự ương quan (AR) là gì?. Hậu quả của việc ước lượng bỏ qua AR? 3. Làm sao để phá hiện AR? 4. Các biện pháp khắc phục? 1 Tự ương quan
Διαβάστε περισσότεραCHAPTER 25 SOLVING EQUATIONS BY ITERATIVE METHODS
CHAPTER 5 SOLVING EQUATIONS BY ITERATIVE METHODS EXERCISE 104 Page 8 1. Find the positive root of the equation x + 3x 5 = 0, correct to 3 significant figures, using the method of bisection. Let f(x) =
Διαβάστε περισσότεραModule 5. February 14, h 0min
Module 5 Stationary Time Series Models Part 2 AR and ARMA Models and Their Properties Class notes for Statistics 451: Applied Time Series Iowa State University Copyright 2015 W. Q. Meeker. February 14,
Διαβάστε περισσότεραΣΧΕΣΕΙΣ ΑΛΛΗΛΕΞΑΡΤΗΣΗΣ ΚΑΙ ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΙΚΟΤΗΤΑ ΣΤΟ ΧΡΗΜΑΤΙΣΤΗΡΙΟ ΑΞΙΩΝ ΑΘΗΝΩΝ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 20 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2007), σελ 373-382 ΣΧΕΣΕΙΣ ΑΛΛΗΛΕΞΑΡΤΗΣΗΣ ΚΑΙ ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΙΚΟΤΗΤΑ ΣΤΟ ΧΡΗΜΑΤΙΣΤΗΡΙΟ ΑΞΙΩΝ ΑΘΗΝΩΝ Μαριέττα Σιταρά Τμήμα Επιστήμης
Διαβάστε περισσότερα1 1 1 2 1 2 2 1 43 123 5 122 3 1 312 1 1 122 1 1 1 1 6 1 7 1 6 1 7 1 3 4 2 312 43 4 3 3 1 1 4 1 1 52 122 54 124 8 1 3 1 1 1 1 1 152 1 1 1 1 1 1 152 1 5 1 152 152 1 1 3 9 1 159 9 13 4 5 1 122 1 4 122 5
Διαβάστε περισσότεραOverview. Transition Semantics. Configurations and the transition relation. Executions and computation
Overview Transition Semantics Configurations and the transition relation Executions and computation Inference rules for small-step structural operational semantics for the simple imperative language Transition
Διαβάστε περισσότερα6. MAXIMUM LIKELIHOOD ESTIMATION
6 MAXIMUM LIKELIHOOD ESIMAION [1] Maximum Likelihood Estimator (1) Cases in which θ (unknown parameter) is scalar Notational Clarification: From now on, we denote the true value of θ as θ o hen, view θ
Διαβάστε περισσότεραLecture 21: Properties and robustness of LSE
Lecture 21: Properties and robustness of LSE BLUE: Robustness of LSE against normality We now study properties of l τ β and σ 2 under assumption A2, i.e., without the normality assumption on ε. From Theorem
Διαβάστε περισσότεραΧΩΡΙΚΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΣΤΗΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ ΤΩΝ ΑΚΙΝΗΤΩΝ SPATIAL ECONOMETRIC MODELS FOR VALUATION OF THE PROPERTY PRICES
1 ο Συνέδριο Χωρικής Ανάλυσης: Πρακτικά, Αθήνα, 013, Σ. Καλογήρου (Επ.) ISBN: 978-960-86818-6-6 ΧΩΡΙΚΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΣΤΗΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ ΤΩΝ ΑΚΙΝΗΤΩΝ Μαριάνθη Στάμου 1*, Άγγελος Μιμής και
Διαβάστε περισσότεραLecture 12 Modulation and Sampling
EE 2 spring 2-22 Handou #25 Lecure 2 Modulaion and Sampling The Fourier ransform of he produc of wo signals Modulaion of a signal wih a sinusoid Sampling wih an impulse rain The sampling heorem 2 Convoluion
Διαβάστε περισσότεραKey Formulas From Larson/Farber Elementary Statistics: Picturing the World, Second Edition 2002 Prentice Hall
64_INS.qxd /6/0 :56 AM Page Key Formulas From Larson/Farber Elemenary Saisics: Picuring he World, Second Ediion 00 Prenice Hall CHAPTER Class Widh = round up o nex convenien number Maximum daa enry - Minimum
Διαβάστε περισσότεραEcon Spring 2004 Instructor: Prof. Kiefer Solution to Problem set # 5. γ (0)
Cornell University Department of Economics Econ 60 - Spring 004 Instructor: Prof. Kiefer Solution to Problem set # 5. Autocorrelation function is defined as ρ h = γ h γ 0 where γ h =Cov X t,x t h =E[X
Διαβάστε περισσότεραΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ. Βιολέττα Δάλλα. Εθνικό και Καποδιστριακό Πανεπιστήµιο Αθηνών
ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Βιολέττα Δάλλα Τµήµα Οικονοµικών Επιστηµών Εθνικό και Καποδιστριακό Πανεπιστήµιο Αθηνών 1 Εισαγωγή Οικονοµετρία (Econometrics) είναι ο τοµέας της Οικονοµικής επιστήµης που περιγράφει και αναλύει
Διαβάστε περισσότερα11. ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ ΜΕ ΔΕΔΟΜΕΝΑ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΩΝ
11. ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ ΜΕ ΔΕΔΟΜΕΝΑ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΩΝ 11.1 Η ΔΟΚΙΜΑΣΙΑ DURBIN-WATSON Όταν στη γραμική παλινδρόμηση τα σφάλματα δεν είναι ανεξάρτητα αλλά συμπεριφέρονται σύμγωνα με το μοντέλο 1 όπου = συντελεστής αυτοσυσχέτισης
Διαβάστε περισσότεραSECTION II: PROBABILITY MODELS
SECTION II: PROBABILITY MODELS 1 SECTION II: Aggregate Data. Fraction of births with low birth weight per province. Model A: OLS, using observations 1 260 Heteroskedasticity-robust standard errors, variant
Διαβάστε περισσότεραDurbin-Levinson recursive method
Durbin-Levinson recursive method A recursive method for computing ϕ n is useful because it avoids inverting large matrices; when new data are acquired, one can update predictions, instead of starting again
Διαβάστε περισσότερα, 1. Παράδειγμα: 1) Όχι σύγχρονη εξωγένεια: Cov y, u Cov y, u 0. 2) Έλλειψη Δυναμικής Πληρότητας: ~ AR(2)
αυτοσυσχέτιση Παράδειγμα: e ) Όχι σύγχρονη εξωγένεια: Cov Cov 2) Έλλειψη Δυναμικής Πληρότητας: 2 e 2 (προφανώς αφού έχουμε δείξει ότι Δ.Π. Υ5 ) ~ AR(2) 2 Έλεγχος για αυτοσυσχέτιση με τη στατιστική (Ασυμπτωτικός)...
Διαβάστε περισσότεραAnswers - Worksheet A ALGEBRA PMT. 1 a = 7 b = 11 c = 1 3. e = 0.1 f = 0.3 g = 2 h = 10 i = 3 j = d = k = 3 1. = 1 or 0.5 l =
C ALGEBRA Answers - Worksheet A a 7 b c d e 0. f 0. g h 0 i j k 6 8 or 0. l or 8 a 7 b 0 c 7 d 6 e f g 6 h 8 8 i 6 j k 6 l a 9 b c d 9 7 e 00 0 f 8 9 a b 7 7 c 6 d 9 e 6 6 f 6 8 g 9 h 0 0 i j 6 7 7 k 9
Διαβάστε περισσότεραAquinas College. Edexcel Mathematical formulae and statistics tables DO NOT WRITE ON THIS BOOKLET
Aquinas College Edexcel Mathematical formulae and statistics tables DO NOT WRITE ON THIS BOOKLET Pearson Edexcel Level 3 Advanced Subsidiary and Advanced GCE in Mathematics and Further Mathematics Mathematical
Διαβάστε περισσότεραΠροβλέψεις ισοτιμιών στο EViews
Προβλέψεις ισοτιμιών στο EViews Θεωρητικό πλαίσιο προβλέψεων σημείου Σημαντικές επιλογές πλαισίου: Τί θα κάνουμε με την πρόβλεψη; Θα την μοιραστούμε με πολλούς πελάτες, που θα την χρησιμοποιήσουν με διαφορετικό
Διαβάστε περισσότεραLecture 7: Overdispersion in Poisson regression
Lecture 7: Overdispersion in Poisson regression Claudia Czado TU München c (Claudia Czado, TU Munich) ZFS/IMS Göttingen 2004 0 Overview Introduction Modeling overdispersion through mixing Score test for
Διαβάστε περισσότεραHomework 8 Model Solution Section
MATH 004 Homework Solution Homework 8 Model Solution Section 14.5 14.6. 14.5. Use the Chain Rule to find dz where z cosx + 4y), x 5t 4, y 1 t. dz dx + dy y sinx + 4y)0t + 4) sinx + 4y) 1t ) 0t + 4t ) sinx
Διαβάστε περισσότεραΑΝΑΛΥΣΗ ΚΑΙ ΠΡΟΒΛΕΨΗ ΤΟΥ ΣΥΝΟΛΙΚΟΥ ΑΡΙΘΜΟΥ ΤΩΝ ΓΕΩΡΓΙΚΩΝ ΕΛΚΥΣΤΗΡΩΝ ΤΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΜΕ ΣΥΝΑΡΤΗΣΕΙΣ ΧΡΟΝΙΚΗΣ ΤΑΣΗΣ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 8 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2005) σελ.409-46 ΑΝΑΛΥΣΗ ΚΑΙ ΠΡΟΒΛΕΨΗ ΤΟΥ ΣΥΝΟΛΙΚΟΥ ΑΡΙΘΜΟΥ ΤΩΝ ΓΕΩΡΓΙΚΩΝ ΕΛΚΥΣΤΗΡΩΝ ΤΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΜΕ ΣΥΝΑΡΤΗΣΕΙΣ ΧΡΟΝΙΚΗΣ
Διαβάστε περισσότεραΤΟΥΡΙΣΤΙΚΗ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ ΓΙΑ ΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ ΜΕ ΤΗΝ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 1 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (008), σελ 157-164 ΤΟΥΡΙΣΤΙΚΗ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ ΓΙΑ ΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ ΜΕ ΤΗΝ ΑΝΑΛΥΣΗ ΤΗΣ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ Νίκος
Διαβάστε περισσότεραEstimation for ARMA Processes with Stable Noise. Matt Calder & Richard A. Davis Colorado State University
Estimation for ARMA Processes with Stable Noise Matt Calder & Richard A. Davis Colorado State University rdavis@stat.colostate.edu 1 ARMA processes with stable noise Review of M-estimation Examples of
Διαβάστε περισσότεραAreas and Lengths in Polar Coordinates
Kiryl Tsishchanka Areas and Lengths in Polar Coordinates In this section we develop the formula for the area of a region whose boundary is given by a polar equation. We need to use the formula for the
Διαβάστε περισσότεραΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ
ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΕΛΕΝΑ ΦΛΟΚΑ Επίκουρος Καθηγήτρια Τµήµα Φυσικής, Τοµέας Φυσικής Περιβάλλοντος- Μετεωρολογίας ΓΕΝΙΚΟΙ ΟΡΙΣΜΟΙ Πληθυσµός Σύνολο ατόµων ή αντικειµένων στα οποία αναφέρονται
Διαβάστε περισσότεραΣχέσεις, Ιδιότητες, Κλειστότητες
Σχέσεις, Ιδιότητες, Κλειστότητες Ορέστης Τελέλης telelis@unipi.gr Τµήµα Ψηφιακών Συστηµάτων, Πανεπιστήµιο Πειραιώς Ο. Τελέλης Πανεπιστήµιο Πειραιώς Σχέσεις 1 / 26 Εισαγωγή & Ορισµοί ιµελής Σχέση R από
Διαβάστε περισσότεραΠαράδειγμα 1 Προσαρμόζω το μοντέλο χωρίς quarter
Παράδειγμα 1 Προσαρμόζω το μοντέλο χωρίς quarer Τότε προκύπτουν Summary(b) R R Square Adjused R Square Sd. Error of he Esimae Durbin-Wason 1,978(a),957,955 3,98268,328 a Predicors: (Consan), Money Soch
Διαβάστε περισσότεραΕΡΓΑΣΙΑ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ: ΘΕΩΡΙΑ ΒΕΛΤΙΣΤΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΦΙΛΤΡΟ KALMAN ΜΩΥΣΗΣ ΛΑΖΑΡΟΣ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΤΜΗΜΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΘΕΩΡΗΤΙΚΗ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΚΑΙ ΘΕΩΡΙΑ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ & ΕΛΕΓΧΟΥ ΕΡΓΑΣΙΑ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ: ΘΕΩΡΙΑ ΒΕΛΤΙΣΤΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΦΙΛΤΡΟ KALMAN ΜΩΥΣΗΣ
Διαβάστε περισσότεραFormal Semantics. 1 Type Logic
Formal Semantics Principle of Compositionality The meaning of a sentence is determined by the meanings of its parts and the way they are put together. 1 Type Logic Types (a measure on expressions) The
Διαβάστε περισσότεραPhys460.nb Solution for the t-dependent Schrodinger s equation How did we find the solution? (not required)
Phys460.nb 81 ψ n (t) is still the (same) eigenstate of H But for tdependent H. The answer is NO. 5.5.5. Solution for the tdependent Schrodinger s equation If we assume that at time t 0, the electron starts
Διαβάστε περισσότεραHomework for 1/27 Due 2/5
Name: ID: Homework for /7 Due /5. [ 8-3] I Example D of Sectio 8.4, the pdf of the populatio distributio is + αx x f(x α) =, α, otherwise ad the method of momets estimate was foud to be ˆα = 3X (where
Διαβάστε περισσότεραNumerical Analysis FMN011
Numerical Analysis FMN011 Carmen Arévalo Lund University carmen@maths.lth.se Lecture 12 Periodic data A function g has period P if g(x + P ) = g(x) Model: Trigonometric polynomial of order M T M (x) =
Διαβάστε περισσότερα5.4 The Poisson Distribution.
The worst thing you can do about a situation is nothing. Sr. O Shea Jackson 5.4 The Poisson Distribution. Description of the Poisson Distribution Discrete probability distribution. The random variable
Διαβάστε περισσότεραΓΡΑΜΜΙΚΗ ΜΟΝΤΕΛΟΠΟΙΗΣΗ ΜΗ-ΚΑΝΟΝΙΚΩΝ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΩΝ ΜΕΣΩ ΜΕΤΑΣΧΗΜΑΤΙΣΜΟΥ ΣΕ ΚΑΝΟΝΙΚΕΣ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ
Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 7 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (24), σελ. 243-25 ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΜΟΝΤΕΛΟΠΟΙΗΣΗ ΜΗ-ΚΑΝΟΝΙΚΩΝ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΩΝ ΜΕΣΩ ΜΕΤΑΣΧΗΜΑΤΙΣΜΟΥ ΣΕ ΚΑΝΟΝΙΚΕΣ ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ Κουγιουµτζής
Διαβάστε περισσότεραΠανεπιστήμιο Θεσσαλίας Πολυτεχνική Σχολή Τμήμα Μηχανικών Χωροταξίας, Πολεοδομίας & Περιφερειακής Ανάπτυξης
Πανεπιστήμιο Θεσσαλίας Πολυτεχνική Σχολή Τμήμα Μηχανικών Χωροταξίας, Πολεοδομίας & Περιφερειακής Ανάπτυξης ΜΑΘΗΜΑ ΕΠΙΛΟΓΗΣ: ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Οι παραβιάσεις των σημαντικότερων υποθέσεων των γραμμικών υποδειγμάτων
Διαβάστε περισσότεραCorrelation Analysis 개념
Correlation Analysis 개념 Bivariate analysis 측정형두변수간의관계분석 상관관계? 두측정형변수의산점도 : 상호직선적관련성을상관계수 (Correlation Coefficient) 측정. 잠재설명 ( 원인 ) 변수 (X s) 상관관계, 잠재변인과결과변수 (Y) 의상관관계 Pearson 상관계수 측정형변수직선관계정도 cov( X, Y
Διαβάστε περισσότεραSOLUTIONS TO MATH38181 EXTREME VALUES AND FINANCIAL RISK EXAM
SOLUTIONS TO MATH38181 EXTREME VALUES AND FINANCIAL RISK EXAM Solutions to Question 1 a) The cumulative distribution function of T conditional on N n is Pr (T t N n) Pr (max (X 1,..., X N ) t N n) Pr (max
Διαβάστε περισσότεραΕργαστήριο Ανάπτυξης Εφαρμογών Βάσεων Δεδομένων. Εξάμηνο 7 ο
Εργαστήριο Ανάπτυξης Εφαρμογών Βάσεων Δεδομένων Εξάμηνο 7 ο Procedures and Functions Stored procedures and functions are named blocks of code that enable you to group and organize a series of SQL and PL/SQL
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t ();
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t tme
Διαβάστε περισσότεραEE512: Error Control Coding
EE512: Error Control Coding Solution for Assignment on Finite Fields February 16, 2007 1. (a) Addition and Multiplication tables for GF (5) and GF (7) are shown in Tables 1 and 2. + 0 1 2 3 4 0 0 1 2 3
Διαβάστε περισσότερα22 .5 Real consumption.5 Real residential investment.5.5.5 965 975 985 995 25.5 965 975 985 995 25.5 Real house prices.5 Real fixed investment.5.5.5 965 975 985 995 25.5 965 975 985 995 25.3 Inflation
Διαβάστε περισσότεραSecond Order RLC Filters
ECEN 60 Circuits/Electronics Spring 007-0-07 P. Mathys Second Order RLC Filters RLC Lowpass Filter A passive RLC lowpass filter (LPF) circuit is shown in the following schematic. R L C v O (t) Using phasor
Διαβάστε περισσότεραAreas and Lengths in Polar Coordinates
Kiryl Tsishchanka Areas and Lengths in Polar Coordinates In this section we develop the formula for the area of a region whose boundary is given by a polar equation. We need to use the formula for the
Διαβάστε περισσότεραΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ & ΠΡΟΒΛΕΨΕΙΣ-ΜΕΡΟΣ 7 ΕΛΕΓΧΟΙ. (TEST: Unit Root-Cointegration )
ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ & ΠΡΟΒΛΕΨΕΙΣ-ΜΕΡΟΣ 7 ΕΛΕΓΧΟΙ (TEST: Unit Root-Cointegration ) ΦΑΙΝΟΜΕΝΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ Η στασιμότητα των δεδομένων (χρονοσειρών) είναι θεωρητική προϋπόθεση για την παλινδρόμηση, δηλ. την εκτίμηση
Διαβάστε περισσότεραΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ. Βιολέττα Δάλλα. Εθνικό και Καποδιστριακό Πανεπιστήµιο Αθηνών
ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Βιολέττα Δάλλα Τµήµα Οικονοµικών Επιστηµών Εθνικό και Καποδιστριακό Πανεπιστήµιο Αθηνών 1 Αυτοσυσχέτιση Αν τα σφάλµατα δεν συσχετίζονται µεταξύ τους, Corr(u t, u s ) = 0 για κάθε t s, t, s
Διαβάστε περισσότεραModbus basic setup notes for IO-Link AL1xxx Master Block
n Modbus has four tables/registers where data is stored along with their associated addresses. We will be using the holding registers from address 40001 to 49999 that are R/W 16 bit/word. Two tables that
Διαβάστε περισσότεραTridiagonal matrices. Gérard MEURANT. October, 2008
Tridiagonal matrices Gérard MEURANT October, 2008 1 Similarity 2 Cholesy factorizations 3 Eigenvalues 4 Inverse Similarity Let α 1 ω 1 β 1 α 2 ω 2 T =......... β 2 α 1 ω 1 β 1 α and β i ω i, i = 1,...,
Διαβάστε περισσότεραD Alembert s Solution to the Wave Equation
D Alembert s Solution to the Wave Equation MATH 467 Partial Differential Equations J. Robert Buchanan Department of Mathematics Fall 2018 Objectives In this lesson we will learn: a change of variable technique
Διαβάστε περισσότερα90 [, ] p Panel nested error structure) : Lagrange-multiple LM) Honda [3] LM ; King Wu, Baltagi, Chang Li [4] Moulton Randolph ANOVA) F p Panel,, p Z
00 Chinese Journal of Applied Probability and Statistics Vol6 No Feb 00 Panel, 3,, 0034;,, 38000) 3,, 000) p Panel,, p Panel : Panel,, p,, : O,,, nuisance parameter), Tsui Weerahandi [] Weerahandi [] p
Διαβάστε περισσότεραElements of Information Theory
Elements of Information Theory Model of Digital Communications System A Logarithmic Measure for Information Mutual Information Units of Information Self-Information News... Example Information Measure
Διαβάστε περισσότεραMATHACHij = γ00 + u0j + rij
Stata output for Hierarchical Linear Models. ***************************************. * Unconditional Random Intercept Model. *************************************** MATHACHij = γ00 + u0j + rij. mixed
Διαβάστε περισσότεραPredictability and Model Selection in the Context of ARCH Models
Predicabiliy and Model Selecion in he Conex of ARCH Models Savros Degiannakis and Evdokia Xekalaki Deparmen of Saisics Ahens Universiy of Economics and Business 76 Paission Sree 434 Ahens Greece echnical
Διαβάστε περισσότεραCHAPTER 12: PERIMETER, AREA, CIRCUMFERENCE, AND 12.1 INTRODUCTION TO GEOMETRIC 12.2 PERIMETER: SQUARES, RECTANGLES,
CHAPTER : PERIMETER, AREA, CIRCUMFERENCE, AND SIGNED FRACTIONS. INTRODUCTION TO GEOMETRIC MEASUREMENTS p. -3. PERIMETER: SQUARES, RECTANGLES, TRIANGLES p. 4-5.3 AREA: SQUARES, RECTANGLES, TRIANGLES p.
Διαβάστε περισσότεραFigure A.2: MPC and MPCP Age Profiles (estimating ρ, ρ = 2, φ = 0.03)..
Supplemental Material (not for publication) Persistent vs. Permanent Income Shocks in the Buffer-Stock Model Jeppe Druedahl Thomas H. Jørgensen May, A Additional Figures and Tables Figure A.: Wealth and
Διαβάστε περισσότερα16. 17. r t te 2t i t 1. 18 19 Find the derivative of the vector function. 19. r t e t cos t i e t sin t j ln t k. 31 33 Evaluate the integral.
SECTION.7 VECTOR FUNCTIONS AND SPACE CURVES.7 VECTOR FUNCTIONS AND SPACE CURVES A Click here for answers. S Click here for soluions. Copyrigh Cengage Learning. All righs reserved.. Find he domain of he
Διαβάστε περισσότεραAsymptotic distribution of MLE
Asymptotic distribution of MLE Theorem Let {X t } be a causal and invertible ARMA(p,q) process satisfying Φ(B)X = Θ(B)Z, {Z t } IID(0, σ 2 ). Let ( ˆφ, ˆϑ) the values that minimize LL n (φ, ϑ) among those
Διαβάστε περισσότεραMath221: HW# 1 solutions
Math: HW# solutions Andy Royston October, 5 7.5.7, 3 rd Ed. We have a n = b n = a = fxdx = xdx =, x cos nxdx = x sin nx n sin nxdx n = cos nx n = n n, x sin nxdx = x cos nx n + cos nxdx n cos n = + sin
Διαβάστε περισσότεραSection 8.3 Trigonometric Equations
99 Section 8. Trigonometric Equations Objective 1: Solve Equations Involving One Trigonometric Function. In this section and the next, we will exple how to solving equations involving trigonometric functions.
Διαβάστε περισσότεραΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΚΑΙ ΔΙΑΣΠΟΡΑΣ (ΝΠΣ) & ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ (ΠΠΣ) (6o Εξάμηνο Μαθηματικών) Ιανουάριος 2008
ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΚΑΙ ΔΙΑΣΠΟΡΑΣ (ΝΠΣ) & ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ (ΠΠΣ) (6o Εξάμηνο Μαθηματικών) Ιανουάριος 008 Επώνυμο... Όνομα... A.E.M.... Εξάμηνο... Θέμα Θέμα Θέμα 3 Θέμα 4 Βαθμός ΝΠΣ
Διαβάστε περισσότεραΣΧΟΛΗ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΤΜΗΜΑ ΟΡΓΑΝΩΣΗΣ ΚΑΙ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΘΑΝΑΣΗΣ ΚΑΖΑΝΑΣ. Οικονομετρία
ΣΧΟΛΗ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΤΜΗΜΑ ΟΡΓΑΝΩΣΗΣ ΚΑΙ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΘΑΝΑΣΗΣ ΚΑΖΑΝΑΣ Οικονομετρία 5.1 Αυτοσυσχέτιση: Εισαγωγή Συχνά, η υπόθεση της μη αυτοσυσχέτισης ή σειριακής συσχέτισης
Διαβάστε περισσότεραΕπιτόκια, Πληθωρισμός και Έλλειμμα (10.2, 12.6, 18.2, 18.6, 18.7)
Επιτόκια, Πληθωρισμός και Έλλειμμα (10.2, 12.6, 18.2, 18.6, 18.7) 1 Dependent Variable: T_BILLS3 Method: Least Squares Sample: 1948-2003 C 1.25 0.44 2.83 0.01 INFLATION 0.61 0.08 8.09 0.00 DEFICIT 0.70
Διαβάστε περισσότερα3.4 SUM AND DIFFERENCE FORMULAS. NOTE: cos(α+β) cos α + cos β cos(α-β) cos α -cos β
3.4 SUM AND DIFFERENCE FORMULAS Page Theorem cos(αβ cos α cos β -sin α cos(α-β cos α cos β sin α NOTE: cos(αβ cos α cos β cos(α-β cos α -cos β Proof of cos(α-β cos α cos β sin α Let s use a unit circle
Διαβάστε περισσότεραSolution Series 9. i=1 x i and i=1 x i.
Lecturer: Prof. Dr. Mete SONER Coordinator: Yilin WANG Solution Series 9 Q1. Let α, β >, the p.d.f. of a beta distribution with parameters α and β is { Γ(α+β) Γ(α)Γ(β) f(x α, β) xα 1 (1 x) β 1 for < x
Διαβάστε περισσότεραΤουριστική και Οικονοµική Ανάπτυξη: Μια Εµπειρική Ερευνα για την Ελλάδα µε την Ανάλυση της Αιτιότητας
Τουριστική και Οικονοµική Ανάπτυξη: Μια Εµπειρική Ερευνα για την Ελλάδα µε την Ανάλυση της Αιτιότητας Νίκος ριτσάκης Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Πανεπιστήµιο Μακεδονίας Περίληψη Η εργασία αυτή εξετάζει
Διαβάστε περισσότερα2 Composition. Invertible Mappings
Arkansas Tech University MATH 4033: Elementary Modern Algebra Dr. Marcel B. Finan Composition. Invertible Mappings In this section we discuss two procedures for creating new mappings from old ones, namely,
Διαβάστε περισσότερα& Risk Management , A.T.E.I.
Μεταβλητότητα & Risk Managemen Οικονοµικό Επιµελητήριο της Ελλάδας Επιµορφωτικά Σεµινάρια Σταύρος. Ντεγιαννάκης, Οικονοµικό Πανεπιστήµιο Αθηνών Χρήστος Φλώρος, A.T.E.I. Κρήτης Volailiy - Μεταβλητότητα
Διαβάστε περισσότεραProbability and Random Processes (Part II)
Probability and Random Processes (Part II) 1. If the variance σ x of d(n) = x(n) x(n 1) is one-tenth the variance σ x of a stationary zero-mean discrete-time signal x(n), then the normalized autocorrelation
Διαβάστε περισσότεραΜάθημα 2: Mη-στάσιμη χρονοσειρά, έλεγχος μοναδιαίας ρίζας και έλεγχος ανεξαρτησίας
close index close index Μάθημα : Mη-στάσιμη χρονοσειρά, έλεγχος μοναδιαίας ρίζας και έλεγχος ανεξαρτησίας Σταθεροποίηση διασποράς Απαλοιφή τάσης και περιοδικότητας / εποχικότητας Έλεγχοι μοναδιαίας ρίζας
Διαβάστε περισσότεραTable 1: Military Service: Models. Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 num unemployed mili mili num unemployed
Tables: Military Service Table 1: Military Service: Models Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 num unemployed mili mili num unemployed mili 0.489-0.014-0.044-0.044-1.469-2.026-2.026
Διαβάστε περισσότεραInstruction Execution Times
1 C Execution Times InThisAppendix... Introduction DL330 Execution Times DL330P Execution Times DL340 Execution Times C-2 Execution Times Introduction Data Registers This appendix contains several tables
Διαβάστε περισσότεραEE 570: Location and Navigation
EE 570: Location and Navigation INS Initialization Aly El-Osery Kevin Wedeward Electrical Engineering Department, New Mexico Tech Socorro, New Mexico, USA In Collaboration with Stephen Bruder Electrical
Διαβάστε περισσότεραPotential Dividers. 46 minutes. 46 marks. Page 1 of 11
Potential Dividers 46 minutes 46 marks Page 1 of 11 Q1. In the circuit shown in the figure below, the battery, of negligible internal resistance, has an emf of 30 V. The pd across the lamp is 6.0 V and
Διαβάστε περισσότεραLAD Estimation for Time Series Models With Finite and Infinite Variance
LAD Estimatio for Time Series Moels With Fiite a Ifiite Variace Richar A. Davis Colorao State Uiversity William Dusmuir Uiversity of New South Wales 1 LAD Estimatio for ARMA Moels fiite variace ifiite
Διαβάστε περισσότεραQueensland University of Technology Transport Data Analysis and Modeling Methodologies
Queensland University of Technology Transport Data Analysis and Modeling Methodologies Lab Session #7 Example 5.2 (with 3SLS Extensions) Seemingly Unrelated Regression Estimation and 3SLS A survey of 206
Διαβάστε περισσότερα