Considere a função !$ f \, : \, \mathbf{R} \, \rightarrow \, \mathbf{R} !$, definida por !$ f(\chi) \, = \, (\chi \, - \, 2)^2( \chi \, - \, 5) !$, e !$ g \, : \, \mathbf{R} \, \rightarrow \, \mathbf{R} !$, uma função que satisfaz !$ g(\chi \, + \, u) \, = \, g(\chi) \, + \, g(u) \, + \, \chi^2u \, + \, \chi u^2 !$, para todo !$ \chi, \, u \, \in \, \mathbf{R} !$. Julgue a alternativa:

Item 3 - !$ g(0) \, = \, 1 !$.

[Para a resolução desta questão talvez lhe seja útil saber que se Z tem distribuição normal padrão, então Pr(|Z|>1,645)=0,10 e Pr(|Z|>1,96)=0,05.]

Considere as seguintes estimativas obtidas pelo método de mínimos quadrados ordinários para o modelo de regressão abaixo (desvios padrões entre parênteses):

ln(salário) = 0,600+ 0,175sindicato + 0,090sexo+0,080educ+0,030 exper – 0,003 exper²+!$ \hat{u} !$

(0,201) (0,100) (0,050) (0,032) (0,009) (0,001)

R² = 0,36

em que educ e exper denotam, respectivamente, o número de anos de estudo e o número de anos de experiência profissional, sindicato é uma variável dummy que assume o valor 1 se o trabalhador for sindicalizado e 0 caso contrário e sexo é uma variável dummy igual a 1 se o trabalhador for do sexo masculino e igual a 0 se for do sexo feminino. O resíduo da regressão é o termo !$ \hat{u} !$. Todas as suposições usuais acerca do modelo de regressão linear clássico são satisfeitas.

É correto afirmar que:

Item 2 - Um ano adicional de experiência eleva o salário em 3,00%.

Usando o modelo IS x LM para economia fechada, analise a alternativa abaixo:

Item 1 - O efeito deslocamento (“crowding out”) é maior, quanto maior a sensibilidade da demanda por moeda à renda.

Nos anos 1990, o mercado de trabalho caracterizou-se pelo seguinte processo:

Item 2 - Acentuação do processo de flexibilização das relações trabalhistas, em relação à década anterior.

No que se refere à intervenção pública nos mercados, observa-se que:

Item 3 - A eliminação de tarifas de importação conduz a redução do excedente apropriado pelos produtores locais, acompanhada por elevação do nível de bem-estar medido pelo excedente total.

Suponha uma situação de contrato entre um principal e vários agentes, que podem ser de dois tipos distintos com probabilidade !$ \pi_t \, = \, 1/2. !$ A função utilidade dos agentes é dada por: !$ U_t \, = \, S \, - \, C_t \, (x), \, t \, = \, 1,2, !$ em que S= salário pago ao agente, !$ C_t(x) !$ a função custo referente a cada tipo de agente de produzir x unidades e t o índice que indexa o tipo de agente. Supõe-se ainda que: !$ C_1 \, (\chi) \, < \, C_2 \, (\chi), \forall \, \chi \, > \, 0 \\ C_1^ \prime \, (\chi) \, < \, C_2^ \prime \, (\chi), \forall \, \chi \, > \, 0 !$

Diante dessa situação, avalie a seguinte alternativa:

Item 2 - Supondo agora que o principal não possa observar os tipos de agentes, é possível afirmar que no contrato ótimo ofertado pelo principal o agente do tipo 1 irá produzir exatamente a mesma quantidade que produzia no caso de simetria informacional e o agente de custo mais elevado irá produzir uma quantidade inferior à produzida no contrato com simetria informacional, ou seja, abaixo do nível de eficiência.

Considere o modelo de regressão linear múltipla

!$ y_t \, = \, \beta_1 \, x_{1t} \, +\, \beta_2 \, x_{2t} \, + \, \varepsilon_t !$

no qual

!$ \,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\,\, i.i.d \\ \varepsilon_t \, \mid \, X_{1t'}, \, x_{2t'} \sim \, N(0, \, \sigma^2), \, \forall \, t, \, t' \, = \, 1,...,T !$

Por simplicidade, assuma que as variáveis são expressas como desvios em relação às respectivas médias.

É correto afirmar que:

Item 1 - Suponha que !$ x_{2t} !$ Suponha que !$ \chi^*_{2t} \, = \, X_{2t} \, + \, u_{2t} !$, e que !$ E[u_{2t} \, \mid X_{1t}, \, X_{2t}] \, = \, 0, !$ !$ E[u_{2t} \varepsilon \, \mid X_{1t}, \, X_{2t}] \, = \, 0 !$ e !$ E[u^2_{2t} \, \mid \, X_{1t}, \, X_{2t} \, = \, \sigma^2_u !$. Se substituirmos x_2t por !$ \chi^*_{2t} !$, o estimador de mínimos quadrados ordinários de !$ \beta_1 !$ será inconsistente.

Considere o seguinte modelo de equações simultâneas:

y1 = !$ \theta !$1z + u1 (1)

y2 = !$ \beta !$1y1 + !$ \beta !$2z + u2 (2)

em que

E[u1] = E[u2] = 0

E[u1²] = !$ \sigma^2_1 !$, E[u2²] = !$ \sigma^2_1 !$, E[u1u2] = !$ \sigma_{12} \, \ne \, 0 !$

E[u1z] = E[u2z] = 0

É correto afirmar que:

Item 1 - Os estimadores de mínimos quadrados ordinários de !$ \beta !$₁ e !$ \beta !$₂ na equação (2) são não viesados.