Подякувати Студентському архіву довільною сумою
Admin
26.02.2023 12:38
Дякуємо, що користуєтесь нашим архівом!
МОДЕЛІ РОЗПОДІЛЕНОГО ЛАГУ. МЕТОД КОЙКА
Інформація про навчальний заклад
ВУЗ:
Національний університет Львівська політехніка
Інститут:
Інститут економіки і менеджменту
Факультет:
ФМ
Кафедра:
Кафедра маркетингу і логістики
Інформація про роботу
Рік:
2013
Тип роботи:
Лабораторна робота
Предмет:
Економіко математичні методи та моделі
Частина тексту файла (без зображень, графіків і формул):
МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ І НАУКИ УКРАЇНИ
НАЦІОНАЛЬНИЙ УНІВЕРСИТЕТ «ЛЬВІВСЬКА ПОЛІТЕХНІКА»
Інститут економіки і менеджменту
Кафедра маркетингу і логістики
Лабораторна робота №6
з дисципліни «Економіко-математичні методи і моделі»
на тему:
«МОДЕЛІ РОЗПОДІЛЕНОГО ЛАГУ. МЕТОД КОЙКА»
Варіант №9
Львів-2013
ВСТУП
Для багатьох економічних процесів типовим є те, що ефект від впливу деякого фактора на показник, який характеризує процес, виявляється поступово, через деякий період. Причому вплив деяких факторів на показник може проявлятися не лише через певний період часу, а протягом певного часу.
Моделі розподілених лагів можуть задовільно описувати процеси лише в тому разі, коли забезпечена відносна стабільність умов, в яких ці процеси реалізуються. Така стабільність далеко не завжди спостерігається для порівняно довгих проміжків часу, протягом яких формується сукупність спостережень.
Теоретично побудову моделі з розподіленими лагами можна узагальнити на будь-яку кількість незалежних змінних. Але практична реалізація такої моделі досить важка.
Метод Койка використовується в тих випадках, коли з точки зору економіки факторна змінна має нескінченну лагову структуру і лагові параметри регресії володіють однаковим законом зміни.
Наявність мультиколінеарності між лаговими змінними утруднює побудову економетричної моделі. Один із способів позбутися від мультиколінеарності – це ввести такі коефіцієнти при лагових змінних, які б мали однаковий знак і кінцеву суму.
Важливо також знайти інтервали довіри. Інтервали довіри – це інтервали, у які з певною заданою ймовірністю потрапляє дійсне значення залежної змінної.
Метою даної роботи є навчитися будувати моделі розподілених лагів, застосовуючи при цьому метод Койка.
Виконання роботи
Таблиця 1
Статистичні дані
Капітальні вкладення (x), млн.грн.
Чиста продукція (y), млн.грн.
7,912
40,325
10,390
49,334
13,678
56,717
15,976
64,208
13,880
58,968
13,949
61,517
17,006
72,165
17,352
78,743
18,228
80,381
18,878
84,204
19,090
88,223
17,716
83,413
15,984
65,874
14,951
61,443
10,859
55,038
9,068
-
1) оцінимо параметри регресії, що має вигляд:
Середнє: уt = 64,015
Хt = 14,529
матриця х
3491,659
15120,533
15120,533
66476,319
вектор у
15370,237
66774,231
матриця х-1
0,01909057
-0,0043423
-0,00434229
0,00100273
х-1*у
3,473375529
0,214436395
Щільність зв'язку між факторною і результативною ознаками можна знайти за допомогою коефіцієнта детермінації
,
R2 2202,073/ 2312,262= 0,952
Зв’язок щільний, адже R2 = 0,952, тобто наближується до 1.
2) оцінимо адекватність побудованої моделі статистичним даним генеральної сукупності за допомогою критерію Фішера і Дарбіна-Уотсона;
Значення критерію Фішера визначаються за формулою:
К1 = 1
К2 = 15 – 1 – 1 = 13
Fкр = 4,67
F = (2202,073/1) / (173,964/13) = 164,556
F > Fкр. - побудована регресійна модель адекватна
Значення критерію Дарбіна – Уотсона визначаються за формулою:
,
d = 1,692630636
d1 =
1,06
dn =
1,360
4-dn =
2,640
4-d1 =
2,94
Автокореляція відсутня
1,06 1,36 1,692 2,640 2,94
враховується гіпотеза про відсутність явища автокореляції;
3) визначимо прогнозне значення та інтервал довіри для прогнозу;
Точкова оцінка прогнозу знаходиться за формулою:
b1 =0,214
b2 = 3,473
Хр =9,068
= 0,214 * 55,038 + 3,473 * 9,068 = 43,29871961
t = 2,16
σ залишк. = (173,964/ 13)1/2 = 3,658123529
,
де
,
∆ур = 2,14*3,658123529*(1+1/15+(9,068-14,529)2/114,128)1/2 =9,105609858
Інтервал довіри для прогнозного значення знаходимо за формулою:
,
43,29871961-9,105609858< 43,29871961< 43,29871961+9,105609858
34,19310975< 43,29871961< 52,40432947
4) визначити коефіцієнт еластичності для прогнозу;
Для оцінки еластичності результуючої ознаки при будь-якому значенні факторної ознаки використовується коефіцієнт еластичності:
Ех1 = 0,214*9,068/43,29871961= 0,045
Ех2 = 3,473*9,068/43,29871961= 0,727
ВИСНОВОК
На даній лабораторній роботі ми вивчали моделі розподіленого лагу та застосовували при цьому метод Койка. При цьому ми оцінили параметри регресії і визначили, що b2= 3,473; b1= 0,214.
Також ми оцінили адекватність побудованої моделі статистичним даним генеральної сукупності за допомогою критерію Фішера і Дарбіна-Уотсона:
F =164,556, F>Fкр – модель адекватна; d = 1,692630636– автокореляція відсутня, оскільки 1,360 < 1,692630636< 2,640.
Далі визначили прогнозне значення та інтервал довіри для прогнозу, а саме: 34,19310975< у < 52,40432947
В останньому пункті роботи визначили коефіцієнт еластичності для прогнозу: Ех1 = 0,045; Ех2 = 0,727.
СПИСОК ВИКОРИСТАНИХ ДЖЕРЕЛ
Клейнер Г.Б., Смоляк С.А. Эконометрические зависимости: принципы и методы построения. - М.: Наука, 2000. - 104 с.
Лук’яненко І. Г., Краснікова Л. І. Економетрика: Підручник. — К.: Т-во “Знання”, КОО, 1998. — 494 с.
Магнус Я.Р., Нейдеккер X. Матричное дифференциальное исчисление с приложениями к статистике и эконометрике: Пер. с англ./ Под ред. С.А. Айвазяна. - М.: ФИЗМАТЛИТ, 2002. - 496 с.
Наконечний С.І., Терещенко Т.О., Романюк Т.П. Економетрія. Підручник. – Вид. 4-те, доп. та перероб. – К.: КНЕУ, 2006. – 528 с.
Толбатов Ю.А. Економетрика: Підручник. – К.: Четверта хвиля, 1997. – 320 с.
Хома І.Б., Турко В.В. Економіко-математичні методи аналізу діяльності підприємств: навч.-метод.посібник. – Львів: Видавництво Національного університету «Львівська політехніка», 2008. – 328 с.
Фещур Р.В. та ін. Економіко-математичне моделювання: Навчальний посібник / Р.В. Фещур, В.П. Кічор, І.Я. Олексів, І.О. Бобик, А.М. Дідик, Р.І. Квіт та інші. – Львів: Бухгалтерський йцентр «Ажур», 2010. - 340 с.
24.07.2020 13:07-
Ділись своїми роботами та отримуй миттєві бонуси!
0%
Оголошення від адміністратора