Licenciatura en Economía · FECEA

Econometría II

Licenciatura en Economía, FCEA Udelar. Preguntas de parciales reales, no inventadas.

45 temas 1367 preguntas 3 gratis, sin registro
Parcial real · Econometría II
¿Por qué no se puede alterar el orden de los datos de una serie temporal?
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Características de los fenómenos económicos y financieros temporales 23 preguntas Gratis
Fundamentos estadísticos y estructura general de los modelos dinámicos 24 preguntas
Procesos estocásticos, series de tiempo y herramientas descriptivas 24 preguntas
Polinomios en el operador de retardos y ecuaciones en diferencias finitas 42 preguntas
Procesos estocásticos y estacionariedad 31 preguntas
Dependencia temporal: FAC, FACP, correlograma y ruido blanco 27 preguntas
Modelo autorregresivo de primer orden AR(1) 24 preguntas
Modelos autorregresivos AR(2) y AR(p) 24 preguntas
Teorema de Wold y procesos de medias móviles 35 preguntas
Procesos ARMA(p,q), simulación e identificación 24 preguntas
Procesos integrados, raíces unitarias y diferencia regular 35 preguntas
Transformaciones estacionarias: varianza, logaritmos y diferencias 35 preguntas
Componentes inobservables en series temporales 25 preguntas
Metodología Box-Jenkins para modelos ARIMA 50 preguntas Gratis
Estacionalidad y modelos SARIMA multiplicativos 43 preguntas
Predictor óptimo, conjunto de información y horizonte de predicción 26 preguntas
Predicción con modelos ARMA estacionarios y ARIMA no estacionarios 30 preguntas
Incertidumbre de la predicción: varianza del error e intervalos 36 preguntas
Evaluación de predicciones y aplicaciones a datos reales 46 preguntas Gratis
Variables de intervención: tipología, filtros dinámicos y efectos de calendario 28 preguntas
Valores atípicos en series temporales: tipos, efectos y detección 32 preguntas
Aplicaciones de intervención y atípicos con datos de Uruguay 41 preguntas
Modelización multivariante: complejidad, precisión y exogeneidad 23 preguntas
Modelos uniecuacionales dinámicos: función de transferencia, retardos distribuidos y enfoque LSE 25 preguntas
Función de correlación cruzada, preblanqueo e identificación de funciones de transferencia 41 preguntas
Causalidad en el sentido de Granger 31 preguntas
Modelos de vectores autorregresivos VAR(p) 24 preguntas
Relevancia económica y estadística de las raíces unitarias 32 preguntas
Contrastes de Dickey-Fuller y Dickey-Fuller aumentado (ADF) 24 preguntas
Regresión con variables no estacionarias y regresión espuria 29 preguntas
Cointegración y representación de sistemas cointegrados 36 preguntas
Procedimiento de Engle-Granger en dos etapas y aplicaciones 31 preguntas
Máxima verosimilitud y datos truncados 26 preguntas
Modelo Tobit: censura, solución de esquina y verosimilitud 25 preguntas
Tobit: esperanzas condicionales y efectos parciales 27 preguntas
Selección muestral y modelo de Heckman 28 preguntas
Esperanza condicional, mejor predictor y proyección lineal 24 preguntas
Método de los momentos y principio analógico 24 preguntas
Método generalizado de los momentos (MGM) 24 preguntas
Inferencia en el MGM: contrastes y aplicaciones 24 preguntas
Combinación independiente de cortes transversales y cambio estructural 29 preguntas
Análisis de políticas con cortes repetidos: diferencias en diferencias 35 preguntas
Datos de panel, efecto inobservable y primeras diferencias 31 preguntas
Efectos fijos: transformación intragrupos y variables ficticias 37 preguntas
Efectos aleatorios, cuasi-diferenciación y contraste de Hausman 32 preguntas

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Características de los fenómenos económicos y financieros temporales Gratis

Series temporales y orden cronológico

Una serie temporal es una sucesión de datos cuantitativos ordenados según las fechas en que ocurrieron los fenómenos que registran, observados a intervalos regulares: anuales, trimestrales, mensuales, diarios, por hora o por minuto.

En una serie temporal no se puede alterar el orden cronológico de los datos, porque al reordenarlos el análisis perdería por completo su sentido.

Nivel medio no constante y diferenciación

La tasa media de mercado (TMM), que surge de las operaciones a un día entre bancos y entre estos y el BCU, y el tipo de cambio nominal interbancario no oscilan sistemáticamente alrededor de su promedio muestral.

En series como la tasa media de mercado (TMM) o el tipo de cambio no hay un valor constante hacia el cual los datos tiendan a converger, y el promedio muestral no funciona como valor de atracción ni como valor esperado de las realizaciones futuras.

¿Por qué no se puede alterar el orden de los datos de una serie temporal?
APorque reordenar cambia la media muestral
BPorque reordenar cambia la varianza muestral
CPorque los datos temporales son independientes
DPorque el orden cronológico caracteriza al fenómeno
Correcta: Porque el orden cronológico caracteriza al fenómeno. Al reordenar, el análisis pierde sentido; la media y la varianza muestrales no dependen del orden.
La rentabilidad mensual media de la bolsa de Madrid entre 1988 y 2000 fue 0,00722. Según Peña, ¿a qué rentabilidad anual equivale al multiplicar por 12?
A0,72 %
B8,66 %
C0,06 %
D86,64 %
Correcta: 8,66 %. 0,00722 × 12 = 0,08664, es decir 8,66 % anual.
¿Qué rasgo comparten la tasa media de mercado entre 2020 y 2024 y el tipo de cambio interbancario entre 2005 y 2018?
ASu varianza se mantiene constante en el período
BSus primeras diferencias tienen tendencia creciente
CSu promedio muestral no actúa como valor de atracción
DOscilan sistemáticamente alrededor de su promedio
Correcta: Su promedio muestral no actúa como valor de atracción. En ninguna de las dos series hay un valor constante hacia el que los datos converjan.
Una serie toma los valores 10, 12, 15, 15 y 18. ¿Cuál es la media de sus primeras diferencias?
A1,6
B2
C8
D14
Correcta: 2. Las diferencias son 2, 3, 0 y 3, de media (18 - 10)/(5 - 1) = 2; 14 es la media de los niveles.
¿Qué se logra al diferenciar una serie cuyo nivel medio no es constante?
AUna serie con un nivel medio más homogéneo
BUna serie con varianza constante garantizada
CUna serie sin ninguna estacionalidad
DUna serie de observaciones independientes
Correcta: Una serie con un nivel medio más homogéneo. La diferenciación homogeneiza el nivel medio, pero la variabilidad local puede seguir cambiando en el tiempo.
Una variable pasa de 200 a 210. ¿Cuánto vale la diferencia de logaritmos log x_t - log x_(t-1)?
A0,0476
B0,0488
C10
D0,05
Correcta: 0,0488. log(210) - log(200) = log(1,05) = 0,0488, cerca de la tasa de variación 0,05 porque la variación es moderada.

Metodología Box-Jenkins para modelos ARIMA Gratis

Etapas de la metodología Box-Jenkins

Box y Jenkins (1970) definieron los procesos ARIMA(p,d,q) para series no estacionarias y propusieron un ciclo de identificación, estimación y chequeo de diagnóstico para llegar al modelo más adecuado de la clase ARIMA(p,d,q)(P,D,Q)s.

Los modelos ARIMA se justifican porque representan muchos procesos con pocos parámetros, admiten intervenciones y variables exógenas (funciones de transferencia) y cuentan con un procedimiento riguroso de modelización.

Identificación de los órdenes con FAC y FACP

La identificación comienza con la inspección visual de la serie, en logaritmos si corresponde, en niveles y en sus diferencias sucesivas, y sigue con el correlograma: si la serie no es estacionaria, la función de autocorrelación (FAC) muestral es alta y decrece lentamente.

Para los órdenes p y q se comparan la FAC y la función de autocorrelación parcial (FACP) muestrales con los patrones teóricos: en un AR(p) la FACP se anula para k > p y en un MA(q) la FAC se anula para k > q, mientras que en un ARMA ambas tienen colas largas.

Se estima un ARIMA(1,1,1) con deriva para una serie trimestral de 144 observaciones. Los coeficientes son ar1 = -0,2249 (ee 0,1282, z = -1,75), ma1 = 0,3858 (ee 0,1080, z = 3,57) y drift = -0,0207 (z = -0,19). Los contrastes de Box-Ljung dan X-squared = 174,64 (df = 4), 277,4 (df = 8) y 345,59 (df = 12), todos con p < 2,2e-16; Jarque-Bera da p = 0,4168. La corrección más adecuada de la especificación es:
Aquitar la diferencia regular y estimar el modelo en niveles
Beliminar el término ma1, que es el único problema del modelo
Crevisar y ampliar la especificación (por ejemplo incorporar estructura estacional), porque los residuos muestran fuerte autocorrelación según Box-Ljung pese a la normalidad
Dno cambiar nada, porque Jarque-Bera no rechaza la normalidad de los residuos
Correcta: revisar y ampliar la especificación (por ejemplo incorporar estructura estacional), porque los residuos muestran fuerte autocorrelación según Box-Ljung pese a la normalidad. Aunque ma1 es significativo y Jarque-Bera no rechaza la normalidad, los tres contrastes de Ljung-Box rechazan con rotundidad la hipótesis de ruido blanco (p << 0,05): el modelo deja autocorrelación sin modelar (probablemente estacional, s=4) y debe reespecificarse; el drift no es significativo.
En el diagnóstico del SARIMA(1,1,1)(1,1,0)[12] de ind_sr, Box-Ljung sobre los residuos da X-squared = 14,42 (df = 6; p = 0,025), 18,79 (df = 12; p = 0,094) y 38,23 (df = 24; p = 0,033), mientras Jarque-Bera da X-squared = 17,71 (df = 2; p = 1,4e-4). La lectura correcta de los supuestos es:
Ano puede evaluarse la autocorrelación porque los grados de libertad difieren
Blos residuos son normales porque el p-valor de Jarque-Bera es pequeño
Clos residuos son ruido blanco normal porque uno de los tres Box-Ljung no rechaza
Dla normalidad se rechaza y Box-Ljung rechaza la hipótesis de ruido blanco en los retardos 6 y 24 (p < 0,05): hay autocorrelación residual y atípicos, por lo que el modelo debe mejorarse
Correcta: la normalidad se rechaza y Box-Ljung rechaza la hipótesis de ruido blanco en los retardos 6 y 24 (p < 0,05): hay autocorrelación residual y atípicos, por lo que el modelo debe mejorarse. Dos de los tres Box-Ljung rechazan el ruido blanco (p = 0,025 y 0,033) y Jarque-Bera rechaza la normalidad (p = 1,4e-4): los residuos conservan autocorrelación y presentan atípicos, señal de que el modelo requiere mejoras.
A la remisión mensual de leche a planta (enero 2002 a abril 2026) se ajusta una regresión con ARIMA(0,1,0)(0,1,1)[12], transformación de Box-Cox con lambda = 0 (logaritmo) y xreg que mide el largo del mes. El z test da sma1 = -0,7380 (ee 0,0440; z = -16,79; p < 2e-16) y xreg = 0,0275 (ee 0,0130; z = 2,11; p = 0,0351). El contraste de significación y su conclusión son:
Abajo H0 de parámetro nulo el estadístico z = coef/ee se distribuye como una normal estándar: |z| = 16,79 para sma1 y |z| = 2,11 para xreg superan 1,96, de modo que ambos, el MA estacional y el regresor largo del mes, son significativos al 5 %
Bbajo H0 de parámetro nulo se usa una t de Student: solo sma1 es significativo porque xreg no supera el valor crítico
Cel contraste usa el estadístico F de Snedecor y ninguno de los dos parámetros resulta significativo
Del contraste usa Box-Ljung con distribución chi-cuadrado y, por tanto, ningún parámetro es significativo
Correcta: bajo H0 de parámetro nulo el estadístico z = coef/ee se distribuye como una normal estándar: |z| = 16,79 para sma1 y |z| = 2,11 para xreg superan 1,96, de modo que ambos, el MA estacional y el regresor largo del mes, son significativos al 5 %. La significación individual se contrasta con z = coef/ee, que bajo H0 de coeficiente nulo converge a una normal estándar; con |z| = 16,79 (sma1) y |z| = 2,11 (xreg), ambos mayores que 1,96, se rechaza H0 y los dos parámetros son significativos.
En el diagnóstico del ARIMA(0,1,0)(0,1,1)[12] con xreg de la remisión de leche, Jarque-Bera da X-squared = 55,66 (df = 2; p = 8,2e-13) y Box-Ljung sobre los residuos da 19,23 (df = 8; p = 0,0137), 27,68 (df = 12; p = 0,0062) y 57,00 (df = 24; p = 1,7e-4). La lectura correcta del cumplimiento de los supuestos es:
Alos residuos son normales porque el estadístico de Jarque-Bera es grande, aunque haya autocorrelación
Bno puede concluirse nada sobre la autocorrelación porque los grados de libertad difieren entre los contrastes
Clos tres Box-Ljung rechazan el ruido blanco (p < 0,05) y Jarque-Bera rechaza la normalidad, de modo que los residuos conservan autocorrelación y no son normales: el modelo debe mejorarse
Dlos residuos son ruido blanco y normales porque los p-valores de Box-Ljung son muy pequeños
Correcta: los tres Box-Ljung rechazan el ruido blanco (p < 0,05) y Jarque-Bera rechaza la normalidad, de modo que los residuos conservan autocorrelación y no son normales: el modelo debe mejorarse. Los tres Box-Ljung rechazan el ruido blanco (p = 0,0137, 0,0062 y 1,7e-4) y Jarque-Bera rechaza la normalidad (p = 8,2e-13): los residuos mantienen autocorrelación y se apartan de la normalidad, señal de que el modelo requiere mejoras.
Se estima por máxima verosimilitud un SARIMA(0,1,0)(0,1,1)4 para una serie trimestral de 144 observaciones. El coeficiente sma1 (notación de R, 1 + Theta L) vale 0,3994 con error estándar 0,0639; la media de los residuos es -0,05789 con t-valor -0,048; los estadísticos de Box-Ljung dan X-squared = 32,227 (df = 6, p = 1,5e-05) y X-squared = 49,54 (df = 10, p = 3,2e-07). La corrección más adecuada de la especificación es:
Aaumentar solo el orden estacional a (0,1,2)4, porque la media muestral de los residuos es negativa
Bno modificar el modelo, porque el parámetro estacional es significativo (z = 6,25)
Cañadir estructura regular (por ejemplo términos AR o MA regulares), porque los residuos muestran autocorrelación significativa según Box-Ljung
Deliminar la diferencia estacional, porque la media de los residuos no es significativa
Correcta: añadir estructura regular (por ejemplo términos AR o MA regulares), porque los residuos muestran autocorrelación significativa según Box-Ljung. El parámetro estacional es significativo, pero los contrastes de Box-Ljung rechazan la hipótesis de ruido blanco (p << 0,05): queda autocorrelación regular sin modelar, por lo que corresponde incorporar términos regulares (AR o MA) a la parte (p,d,q).
Se estima un ARIMA(0,2,1) para una serie anual de 150 observaciones. El coeficiente ma1 vale 0,3123 con error estándar 0,0753 (z = 4,15); la media de los residuos es 0,0739 con t-valor 0,057; Box-Ljung da X-squared = 5,8047 (df = 6, p = 0,4454) y X-squared = 9,0455 (df = 10, p = 0,5278); el contraste de Jarque-Bera da X-squared = 0,5554 (df = 2, p = 0,7575). A partir del diagnóstico, lo correcto es:
Arechazar el modelo porque Jarque-Bera indica no normalidad de los residuos
Bañadir un término AR(1) porque el t-valor de la media de los residuos es positivo
Creducir el orden de diferenciación a d=1 porque el coeficiente ma1 es menor que 0,5
Dno proponer ajustes: el parámetro es significativo y los residuos se comportan como ruido blanco normal (Ljung-Box y Jarque-Bera no rechazan)
Correcta: no proponer ajustes: el parámetro es significativo y los residuos se comportan como ruido blanco normal (Ljung-Box y Jarque-Bera no rechazan). El coeficiente ma1 es significativo, los dos contrastes de Ljung-Box no rechazan la hipótesis de ruido blanco (p > 0,44) y Jarque-Bera no rechaza la normalidad (p = 0,76): el modelo ARIMA(0,2,1) es adecuado y no requiere ajustes.

Evaluación de predicciones y aplicaciones a datos reales Gratis

Propiedades de las predicciones óptimas: insesgadez y eficiencia

La evaluación de predicciones empieza con estadísticos descriptivos de los errores, pero como no existe una medida estándar absoluta de predictibilidad se recurre a procedimientos comparativos.

Una predicción óptima es insesgada, con errores de esperanza nula, y eficiente, porque no puede mejorarse con el conjunto de información disponible.

Medidas de precisión: RMSE, MAE, MAPE y accuracy()

La raíz del error cuadrático medio (RMSE), raíz de la media de e^2, es la medida más usada para comparar modelos, aunque Clements y Hendry (1993) señalan que es adecuada para comparar solo errores a un paso.

El error absoluto medio (MAE) promedia |e|, y el error porcentual absoluto medio (MAPE) promedia 100|e|/|z|, que no depende de la escala y sirve para comparar variables distintas.

Entre dos modelos alternativos para una serie temporal estacionaria e invertible corresponde seleccionar el que produce predicciones con mayor error cuadrático medio.
AVerdadero
BFalso
Correcta: Falso. El criterio es el opuesto: se prefiere el modelo con menor error cuadrático medio de predicción, porque indica predicciones más precisas.
Práctico 8, ejercicio 1 a): el SARIMA(0,1,1)(0,1,1)[4] del log del PIB trimestral (último dato 2024Q4 = 115,195) predice 110,5059 para 2025Q1. ¿Cuál es la tasa de crecimiento trimestral predicha, 100 × ∇log?
A-4,1558 %
B4,1234 %
C4,1558 %
D-4,0706 %
Correcta: -4,1558 %. 100 × ln(110,5059/115,195) = -4,1558 %: la caída refleja la estacionalidad del primer trimestre.
Práctico 8, ejercicio 1 a): con las predicciones del PIB de 2025 (110,5059; 112,5848; 109,2088; 118,3174) y el promedio de 2024 (109,4491), ¿cuál es el crecimiento predicho del promedio anual 2025?
A8,0109 %
B4,1234 %
C2,9284 %
D0,6686 %
Correcta: 2,9284 %. Promedio 2025 = 112,6542; 112,6542/109,4491 - 1 = 2,9284 %.
Práctico 8, ejercicio 1 b): para 2025Q4 el SARIMA del PIB trimestral predice 118,3174. ¿Cuál es el intervalo del 95 % que da forecast?
A(108,4862; 129,0394)
B(110,5848; 126,5906)
C(106,0871; 130,5477)
D(106,6982; 131,2018)
Correcta: (106,6982; 131,2018). Los límites de R son exp(log predicción ± 1,96 × 0,0527): asimétricos. (108,49; 129,04) es el del 90 %.
Práctico 8, ejercicio 1 b): para 2025Q1 el SARIMA del PIB trimestral predice 110,5059 con desvío del error en logaritmos 0,031. ¿Cuál es el intervalo del 99 %?
A(103,9965; 117,4227)
B(106,2051; 114,9808)
C(102,0314; 119,6843)
D(101,6888; 119,323)
Correcta: (102,0314; 119,6843). exp(ln 110,5059 ± 2,5758 × 0,031); el simétrico ignora la retransformación y los otros son del 95 % y del 80 %.
Práctico 8, ejercicio 1 b): para 2025Q2 el SARIMA del PIB trimestral predice 112,5848. ¿Cuál es el intervalo del 90 %?
A(105,4882; 120,1589)
B(107,0162; 118,4433)
C(104,1807; 121,667)
D(105,0166; 116,2821)
Correcta: (105,4882; 120,1589). R informa Lo 90 = 105,4882 y Hi 90 = 120,1589; (105,0166; 116,2821) es el de 2025Q1.

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