Допомога у написанні освітніх робіт...
Допоможемо швидко та з гарантією якості!

Методи економетрії

КонтрольнаДопомога в написанніДізнатися вартістьмоєї роботи

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… Читати ще >

Методи економетрії (реферат, курсова, диплом, контрольна)

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 ХХI в результаті отримуємо:

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:

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)

749,43

701,88

728,53

688,84

689,33

634,66

676,60

645,93

693,74

686,38

648,86

685,03

652,93

692,51

686,38

766,33

691,73

770,53

676,83

695,22

626,00

668,17

659,93

691,29

674,59

624,15

669,89

652,93

691,78

677,54

716,57

700,16

708,93

689,08

686,38

673,14

690,01

673,93

690,80

686,38

683,09

693,45

680,93

690,31

686,38

711,41

700,16

694,93

689,08

695,22

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

0,2393

0,3829

0,8633

— 0,170

Х2

0,239

0,3291

0,259

— 0,218

Х3

0,383

0,3291

0,5175

0,214

Х4

0,863

0,259

0,5175

0,326

Y

— 0,170

— 0,2180

0,2140

0,3263

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:

57,36 364

3290,58 678

— 60,63 636

3676,76 860

— 31,63 636

1000,85 950

76,36 364

5831,40 496

— 50,63 636

2564,4 132

— 60,63 636

3676,76 860

37,36 364

1396,4 132

— 40,63 636

1651,31 405

— 21,63 636

468,13 223

37,36 364

1396,4 132

57,36 364

3290,58 678

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:

YI=

YIY =| 4 649 403 |

транспонуємо матрицю ^A:

— 24,411

0,173

1,430

— 0,245

2,947

A=

проводимо розрахунок ^IY:

IY = | 4 654 875 |

скориставшись співвідношенням, знаходимо дисперсію залишків:

Q2u=4 649 403−4 654 875/11−4=-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

— 73

— 28

— 2

— 3

2,98 347

11,314

333,893

0,40 496

176,165

0,40 496

— 14

— 58

— 51

— 2

2573,26

5,58 678

68,438

21,4959

105,529

13,2231

— 63

— 14

— 1

0,52 893

0,40 496

— 4

39,3471

0,40 496

— 24

18,2562

0,40 496

— 63

— 4

— 1

— 2

0,52 893

5,58 678

— 93

— 14

— 7

— 3

45,2562

11,314

Всьго

х

х

х

х

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*

0,2393

0,3829

0,8633

0,239

0,3291

0,259

0,383

0,3291

0,5175

0,863

0,259

0,5175

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.

Показати весь текст
Заповнити форму поточною роботою