Реферат на тему "Методи економетрії"




Реферат на тему

текст обсуждение файлы править категориядобавить материалпродать работу




Контрольная работа на тему Методи економетрії

скачать

Найти другие подобные рефераты.

Контрольная работа *
Размер: 27.57 кб.
Язык: украинский
Разместил (а): Иринка
1

добавить материал

Міністерство освіти і науки України
Відкритий міжнародний університет розвитку людини "Україна"
Самостійна робота на тему:
Економетричний аналіз даних
виконала
студентка групи ЗМЗЕД-41
спеціальності ”менеджмент
зовнішньекономічної діяльності”
Викладач: Пономаренко І.В.
Київ-2006

Мета роботи:
за даними спостережень необхідно:
1.провести розрахунки параметрів чотирьохфакторної моделі;
2.обчислити розрахункові значення Yр за умови варыювання пояснюючих змынних х.
3.перевырити істотність моделі за допомогою коефіцієнтів кореляції і детермінації, критерію Фішера та критерію Стюдента.
4.перевірити наявність мультиколінеарності за допомогою алгоритму Фаррара-Глобера.
Хід роботи:
1.1 проведення розрахунків параметрів чотирьохфакторної моделі
а) запишемо матрицю пояснбвальних змінних, яка буде містити: перший стовпчик – одиничні значення; наступні стопчики значення х1, х2, х3, х4 – відповідно інвестиції, виробничі фонди, продуктивність праці та оборотність коштів.

Х=
б) транспонуємо матрицю Х:

ХI=

в) виконуємо множення матриць ХХв результаті отримуємо:
11
12132
3352
1279
282
12132
13437196
3710520
1415909
312747
3352
3710520
1028912
394291
86451
1279
1415909
394291
152077
33041
282
312747
86451
33041
7300
г) знайдемо матрицю обернену до  ХХI:
27,6707
-0,0271
-0,0547
0,0401
0,5579
-0,0271
0,0001
-0,0003
0,0003
-0,0018
-0,0547
-0,0003
0,0021
-0,0024
-0,0001
0,0401
0,0003
-0,0024
0,0032
-0,0020
0,5579
-0,0018
-0,0001
-0,0020
0,0663
д) помножимо ХIY:
7135
7902232
2187659
836936
184100
є)отримаємо параметри розрахувавши вектор ^A=(ХХI)-1 ХIY
-24,4079
0,1725
1,4300
-0,2449
2,9469
Після проведення розрахунків було отримано наступні значення параметрів лінійної моделі:
b0 = -24,41
b1 = 0,1725
b2 = 1,43
b3 = -0,2449
b4 = 2,9469
На основі отриманих параметрів чоритьхфакторної лінійної моделі побудуємо рівняння, яке буде мати наступний вигляд:
Yр = (-24,41)+0,1725х1+1,43х2-0,2449х3+2,9469х4.
Отже, отримане рівняня свідчить, що при збільшенні інвестицій на одиницю, прибутки зростуть 172 у.о, за умови незмінності інших факторів; при збільшенні виробничих фондів на одиницю прибутки зростуть на 1430 у.о. за умови незмінності інших факторів; при збіленні продуктивності праці на одиницю прибутки зменьшаться на 244 у.о. за умови незмінності інших факторів; при збільшенні оборотності коштів на одиницю, прибутки збільшаться на 2946 у.о.
1.2 обчислення розрахунків значень Yр за умови варіювання
Вплив факторів на прибуток

Yp
Yp(x1)
Yp(x2)
Yp(x3)
Yp(x4)
1
749,43
701,88
728,53
688,84
689,33
2
634,66
676,60
645,93
693,74
686,38
3
648,86
685,03
652,93
692,51
686,38
4
766,33
691,73
770,53
676,83
695,22
5
626,00
668,17
659,93
691,29
674,59
6
624,15
669,89
652,93
691,78
677,54
7
716,57
700,16
708,93
689,08
686,38
8
673,14
690,01
673,93
690,80
686,38
9
683,09
693,45
680,93
690,31
686,38
10
711,41
700,16
694,93
689,08
695,22
11
732,05
705,32
708,93
687,61
698,17
cер варт
687,79
689,31
688,94
689,26
687,45

1.3 перевірити істотність моделі за допомогою коефіціентів кореляції і детермінації
Для перевірки істотності моделі за допомогою коефіцієнтів кореляції, для цього необхідно побудувати кореляційну матрицю.
Х1
Х2
Х3
Х4
Y
Х1
1
0,2393
0,3829
0,8633
-0,170
Х2
0,239
1
0,3291
0,259
-0,218
Х3
0,383
0,3291
1
0,5175
0,214
Х4
0,863
0,259
0,5175
1
0,326
Y
-0,170
-0,2180
0,2140
0,3263
1
Отже, найбільший коефіціент кореляції між пояснювальними змінними спостерігається для  х4  та х3:R(х4, х3) = 0,5175. В той же час, найбільший коефіціент кореляції між пояснюваною змінними спостерігається для х1  та х4 :R(х1, х4) = 0,863. Отриманий результат показав, що оборотність коштів найбільше пов’язана з інвестиціями.
Наступним кроком перевірки істотності зв’язку між змінними буде розрахунок коефіцієнта детермінації  з використанням середніх квадратів відхилень:
R2 = (Q2y - Q2u)/ Q2y=1-( Q2u - Q2y ).
Виходячи з формули розраховуємо загальну дисперсію (Q2y ) та дисперсію залишків ( Q2u).
а) загальна дисперсія (для прибутку) розраховуються на основі розрахункової таблиці:
706
57,36364
3290,58678
588
-60,63636
3676,76860
617
-31,63636
1000,85950
725
76,36364
5831,40496
598
-50,63636
2564,04132
588
-60,63636
3676,76860
686
37,36364
1396,04132
608
-40,63636
1651,31405
627
-21,63636
468,13223
686
37,36364
1396,04132
706
57,36364
3290,58678
648,6364
x
2567,5041
Q2u= 2567,5041/11 = 233,409
б) дисперсія залишків розраховуються за допомогою наступного співвідношення:
Q2u=YIY-^IY/n-m
·          спочатку множимо YI на матрицю Y:
706
588
617
725
598
588
676
608
627
686
706
Подпись: 706	588	617	725	598	588	676	608	627	686	706

 YI=
YIY =| 4649403 |
·          транспонуємо матрицю ^A:
-24,411
0,173
1,430
-0,245
2,947
A=
·          проводимо розрахунок ^IY:
IY  = | 4654875 |
·          скориставшись співвідношенням, знаходимо дисперсію залишків:
Q2u=4649403-4654875/11-4=-501,461
·          розраховуємо коефіцієнт детермінації:
R2 = 1-( -501,461/233,409) = 3,148
Розрахований коефіцієнт детермінації R2 = 3,148, дана чотирьох факторна модель показує, що  прибуток повністю визначається врахованими факторами.

1.4 перевірити нявність мультиколінеарності за допомогою алгоритму Фаррара-Глобера
1.4.1 нормалізуємо зміни в економетричній моделі

Xі11
Xі22
Xі33
Xі44
(Xі11)2
(Xі22)2
(Xі33)2
(Xі44)2
1
-73
-28
-2
-3
5342
799
2,98347
11,314
2
74
31
18
1
5463
944
333,893
0,40496
3
25
26
13
1
620
662
176,165
0,40496
4
-14
-58
-51
-2
199
3396
2573,26
5,58678
5
123
21
8
5
15107
430
68,438
21,4959
6
113
26
10
4
12748
662
105,529
13,2231
7
-63
-14
-1
1
3980
204
0,52893
0,40496
8
-4
11
6
1
17
115
39,3471
0,40496
9
-24
6
4
1
580
33
18,2562
0,40496
10
-63
-4
-1
-2
3980
18
0,52893
5,58678
11
-93
-14
-7
-3
8666
204
45,2562
11,314
Всьго
х
х
х
х
56703
7466
3364,18
70,5455
Q2X1=
5154,82
Q2X2=
678,744
Q2X3=
305,835
Q2X4=
6,413
1.4.2 нормалізуємо зміни в економетричній моделі. Матриця нормалізованих змінних буде мати наступний вигляд
-0,31
-0,1187
-0,0298
-0,4005
0,3104
0,1290
0,3150
0,0758
0,1046
0,1080
0,2288
0,0758
-0,0592
-0,2447
-0,8746
-0,2814
0,5162
0,0870
0,1426
0,5520
0,4742
0,1080
0,1771
0,4329
-0,2649
-0,0599
-0,0125
0,0758
-0,0172
0,0450
0,1081
0,0758
-0,1012
0,0241
0,0737
0,0758
-0,2649
-0,0179
-0,0125
-0,2814
-0,3909
-0,0599
-0,1160
-0,4005
Х* =

1.4.3 визначаємо кореляційну матрицю на основі елементів матриці нормалізованих змінних
Rхх = Х*I Х*
1
0,2393
0,3829
0,8633
0,239
1
0,3291
0,259
0,383
0,3291
1
0,5175
0,863
0,259
0,5175
1
Rхх =
Обчислимо Х2 за наступною формулою:
Х2=-[n-1-1/6(2m+5)]ln | Rхх |.
·          розраховуємо визначник кореляційної матриці скориставшись правилом Сарруса:
|Rхх | =1*1*1*1-0,863*0,3291*0,863*0,3291 = 0,9193.
Знаходимо Х2:
Х2=-[11-1-1/6(2*4+5)]ln | 0,9193|=7,8342*-0,08=-0,63.
З ймовірністю 0,919 можна стверджувати, що між факторними ознаками не існує мультиколінеарності, оскільки Х факт. < Х табл.
1


Методи економетрії

Скачать контрольную работу бесплатно


Постоянный url этой страницы:
http://referatnatemu.com/49472



вверх страницы

Рейтинг@Mail.ru
Copyright © 2010-2015 referatnatemu.com