WWW.REFERATCENTRAL.ORG.UA - Я ТУТ НАВЧАЮСЬ

... відкритий, безкоштовний архів рефератів, курсових, дипломних робіт

ГоловнаЕкономіка (різне) → Eконометрична модель з двома змінними - Реферат

Eконометрична модель з двома змінними - Реферат

Реферат на тему:

Eконометрична модель з двома змінними

Серед багаточисленних зв'язків між економічними показниками завжди можна виділити такий показник, вплив якого на результативну ознаку є основним, найбільш важливим. Щоб виміряти цей зв'язок кількісно, необхідно побудувати економетричну модель з двома змінними (просту модель). Загальний вигляд такої моделі:

Y = f (X, u),

де Y — залежна змінна (результативна ознака); X — незалежна змінна (фактор); u — стохастична складова.

Аналітична форма цієї моделі може бути різною залежно від економічної сутності зв'язків. Найбільш поширені форми залежностей:

;

;

;

,

де а0, а1 — невідомі параметри моделі.

Неважко переконатись, що наведені нелінійні форми залежностей за допомогою елементарних перетворень приводяться до лінійних. Якщо припустити, що економетрична модель з двома змінними є лінійною:

,

в якій стохастична складова (залишки) має нульове математичне сподівання та постійну дисперсію, то параметри моделі можна оцінити на основі звичайного методу найменших квадратів (1МНК).

В основі методу 1МНК лежить принцип мінімізації суми квадратів залишків моделі. Реалізація цього принципу дає можливість отримати систему нормальних рівнянь:

В даній системі n — кількість спостережень, , ,, — величини, які можна розрахувати на основі вихідних спостережень над змінними і .

Розв'язавши систему нормальних рівнянь, одержимо оцінки невідомих параметрів моделі і :

.

Достовірність побудованої економетричної моделі можна перевірити, користуючись елементами дисперсійного аналізу. Перш за все слід розрахувати залишки моделі

та знайти їх дисперсію:

,

де — кількість змінних моделі ().

необхідно визначити стандартну помилку кожного параметра моделі. в цій формулі характеризує відповідний діагональний елемент матриці помилок (матриці, оберненої до матриці системи нормальних рівнянь).

На основі коефіцієнта детермінації

можна зробити висновок про ступінь значущості вимірюваного зв'язку на основі економетричної моделі

.

Оскільки коефіцієнт детермінації R2 характеризує, якою мірою варіація залежної змінної визначається варіацією незалежної змінної, то чим ближче R2до одиниці, тим суттєвішим є зв'язок між цими змінними.

Коефіцієнт кореляції R = характеризує тісноту зв'язку між змінними моделі. Він може знаходитись на множині . Чим ближче R до одиниці по модулю, тим тіснішим є зв'язок. Від'ємний знак свідчить про обернений зв'язок, додатній — про прямий.

Якщо прийняти відповідну гіпотезу про закон розподілу залишків економетричної моделі, то параметри її можна оцінити на основі метода максимальної правдоподібності.

Нехай залишки моделі розподіляються за нормальним законом, тоді функція правдоподібності запишеться так:

і

Продифереціюємо цю функцію за невідомими параметрами , і і, прирівнявши похідні до нуля, отримаємо систему рівнянь:

Підставимо в цю систему величини , , , , які розраховуються на основі вихідних даних, і розв'яжемо її відносно параметрів , і . В результаті отримаємо оцінки параметрів моделі і , а також оцінку дисперсії залишків.

Економетрична модель з двома змінними:

побудова та аналіз

Приклад 1.1. На основі даних про роздрібний товарообіг і доходи населення побудувати економетричну модель роздрібного товарообігу. Дати загальну характеристику достовірності моделі та зробити висновки.

Вихідні дані та елементарні перетворення цих даних для побудови моделі наведені в табл. 1.1.

Таблиця 1.1

N

п/п

X

X2

XY

1

17

18

324

306

16.67

-6.5

-5

42.25

32.5

0.33

0.1089

25

2

18

20

400

360

18.31

-4.5

-4

20.25

18.0

-0.31

0.0961

16

3

19

21

441

399

19.31

-3.5

-3

12.25

10.5

-0.13

0.0169

9

5

21

24

576

504

21.59

-0.5

-1

0.25

0.5

-0.59

0.3481

1

6

23

25

625

575

22.41

0.5

1

0.25

0.5

0.59

0.3481

1

7

24

27

729

648

24.05

2.5

2

6.25

5.0

-0.05

0.0125

4

8

25

28

784

700

24.87

3.5

3

12.25

10.5

0.13

0.0169

9

9

26

29

841

754

25.69

4.5

4

20.25

18.0

0.31

0.0961

16

10

27

31

961

837

27.33

6.5

5

42.25

32.5

-0.33

0.1089

25

220

245

6165

5523

-----

----

--

162.5

133.

----

1.145

110

Розв'язання:

1. Ідентифікуємо змінні:

— роздрібний товарообіг (залежна змінна);

— доходи населення (незалежна змінна).

2. Нехай специфікація моделі визначається лінійною функцією; вона має такий вигляд:

,

де –– параметри моделі;

–– стохастична складова, залишки.

3. Оцінимо параметри моделі за методом 1МНК. Для цього запишемо систему нормальних рівнянь:

n = 10 –– кількість спостережень.

Підставимо в цю систему величини n, , , , які розраховані на основі вихідних даних табл. 1.1; тоді система набуде такого вигляду:

Розв'яжемо цю систему відносно невідомих параметрів .

Таким чином, економетрична модель запишеться так:

.

4. Знайшовши відхилення кожної змінної від своєї середньої арифметичної, розрахуємо параметри моделі альтернативним способом:

5. Розрахуємо дисперсії залежної змінної та залишків:

6. Визначимо коефіцієнти детермінації та кореляції:

Оскільки коефіцієнт детермінації R2 = 0,99, це свідчить, що варіація обсягу роздрібного товарообігу на 99% визначається варіацією доходів населення. Коефіцієнт кореляції характеризує тісний зв'язок між цими соціально-економічними показниками. Величини R2 і R для парної економетричної моделі свідчать про її достовірність, якщо вони наближаються до одиниці.

7. Знайдемо матрицю помилок C (матрицю, обернену до матриці системи нормальних рівнянь):

— матриця помилок.

8. Визначимо стандартні помилки оцінок параметрів моделі, враховуючи дисперсію залишків:

Порівняємо стандартні помилки оцінок параметрів моделі з величиною цих оцінок. В результаті визначимо, що стандартна помилка оцінки параметрa становить 3,4% абсолютного значення цієї оцінки (0,82), що свідчить про незміщеність даної оцінки параметрa моделі. Стандартна помилка оцінки параметрa становить 38% абсолютного значення цієї оцінки (1,91), а це означає, що даний параметр може мати зміщення, яке зумовлюється невеликою сукупністю спостережень (n = 10).

9. Висновки. Економетрична модель кількісно описує зв'язок роздрібного товарообігу і доходів населення.

Параметр характеризує граничну величину витрат на купівлю товарів у роздрібній торгівлі, коли дохід збільшується на одиницю, тобто при збільшенні доходів на одиницю обсяг роздрібного товарообігу зростає на 0,82 одиниці .

Визначимо коефіцієнт еластичності роздрібного товарообігу залежно від доходів населення:

.

На основі коефіцієнта еластичності можна стверджувати, що при збільшенні доходів населення на один процент роздрібний товарообіг зросте на 0,91%.

ЛІТЕРАТУРА

  1. Джонстон Дж. Эконометрические методы.— М., 1980.

  2. Дрейлер Н., Смит Г. Прикладной регрессионный анализ. — М.: Финансы и статистика, 1986.

  3. Кейн Э. Экономическая статистика и эконометрия. — М.: 1977.– Вып.12.

  4. Класc А., Гергели К., Колек Ю., Шуян И. Введение в эконометрическое моделирование. –– М., 1975.

  5. Крамер Г. Математические методы статистики. — М., 1975.

  6. Ланге О. Введение в эконометрику. –– М., 1964.

  7. Лизер С. Эконометрические методы и задачи. –– М., 1971.

  8. Линник Ю.В. Метод наименьших квадратов и основы математико-статистической обработки наблюдений. — М., 1962.

  9. Маленво Э. Статистические методы в эконометрии. — М., 1975 – 1976. Вып. 1,2.

  10. Мальцев А.Н. Основы линейной алгебры. –– М., 1975.

  11. Пирогов Г., Федоровский Ю. Проблемы структурного оценивания в эконометрии. –– М., 1979.

  12. Тинтнер Г. Введение в эконометрию. –– М., 1964.

  13. Фишер Ф. Проблема идентификации в эконометрии. — М., 1978.

  14. Чупров А.А. Основные проблемы теории корреляции. — М., 1960. 2-е изд.

  15. Klein L.R., Goldberger A.S. An Ekonometric Model of United States, 1929 – 1952 North Holland, Amsterdam, 1964.

Loading...

 
 

Цікаве