Економіко-математичне моделювання
Економіко-математичне моделювання Економіко-математичне моделювання
Постійна величина a визначає точку перетину прямої регресії з віссю ординат (рис. 15.2.4) і є середнім значенням у точці х0 = 0. Зрозуміло, що економічна інтерпретація a не тільки утруднена, а й взагалі неможлива. Величина a у рівнянні регресії лише виконує функцію вирівнювання і має розмірність у. При цьому слід відзначити, що завдяки постійній a функція регресії непомилкова. Рівняння регресії інтерпретується тільки в області скупчення точок і, як наслідок, тільки між найменшим і найбільшим значенням змінної х, яка спостерігається. Більш практичний інтерес представляє економічний зміст величин b та yˆ . Коефіцієнт b характеризує нахил прямої до осі абсцис. Позначимо через α кут, який пряма утворює з віссю абсцис. Тоді b = tg α. Коефіцієнт регресії b є мірою залежності змінної у від х або мірою впливу, виявленою зміною х на у. Відповідно до рівняння (15.2) b визначає середню величину зміни результативного показника при зміні пояснювальної змінної х на одну одиницю. Знак b визначає напрямок цієї зміни, а розмірність цього коефіцієнта є відношенням розмірності залежної змінної до розмірності пояснювальної змінної. Після визначення числових оцінок параметрів можна за рівнянням (15.2) обрахувати значення i yˆ для кожного значення пояснювальної змінної хі . Це значення називають розрахунковим. При лінійній функції сукупність розрахункових значень утворює пряму регресії. Як зазначалося раніше, через випадковий вплив сторонніх факторів для кожного значення хі може спостерігатися декілька емпіричних значень уі, тобто кожному значенню х відповідає розподіл значень змінної у. Значення функції регресії yˆ i таким чином є оцінками середніх значень змінної у для кожного фіксованого значення змінної х. Звідси випливає економічна інтерпретація yˆ i . Значення регресії yˆ i показують середнє значення залежної змінної у при заданому хі пояснювальної змінної у припущенні, що єдиною причиною зміни у є змінна х, а випадкова збурена змінна u набула значення, рівне нулю. Розкид спостережених значень змінної у довкола ˆy i зумовлений впливом множини неврахованих факторів. Різницею між емпіричним значенням уі і розрахунковим i ˆy назвемо залишком, який дає числову оцінку значенням збуреної змінної u (рис. 15.2.4). Отже, числове значення е визначається як yi − ˆyi = e i,i = 1,n. Зрозуміло, що чим менше значення еі, тим більш вдало вибрана пряма. 422
Таким чином, ми підійшли до проблеми оцінювання невідомих параметрів α та β шляхом відповідних процедур, одна з яких має назву – метод найменших квадратів. 15.3. Метод найменших квадратів Провівши економічний аналіз певного процесу з врахуванням характеру хмарки точок на діаграмі розсіювання, переходимо до вирівнювання дослідних даних, яке полягає у побудові гіпотетичної лінії. Основною вимогою при цьому є зведення до мінімуму помилок специфікації форм зв’язку між змінними. Ці помилки визначаються через відхилення емпіричних даних уі від значень регресії i ˆy , тобто вони формують значення збуреної змінної е. yi − ˆyi = ei. (15.3) З графіка (рис. 15.2.4) бачимо, що еі – відхилення дослідної точки від оціночної прямої, виміряне по вертикалі. Це відхилення може бути додатнім чи від’ємним залежно від того, по яку сторону від лінії розміщена конкретна точка. При виборі прямої можна висунути вимогу, щоби сума відхилень всіх точок від лінії регресії була рівна нулю, тобто n n ∑( yi − ˆyi) = ∑ ei = 0 . (15.4) i= 1 i= 1 Умова (15.4) означає, що сума додатних відхилень повинна бути рівною сумі від’ємних. Дотримання окресленої умови не дає можливості однозначно визначити розміщення вирівнювальної прямої на площині. Цю умову задовольняє нескінчена множина прямих (рис. 15.3.1), тобто ми маємо пучок прямих, які проходять через задану точку з координатами ( хі; уі). y y * ** * * * * * * * * * * * * * ***** ** 0 x x Рис. 15.3.1. Пучок регресійних прямих 423 **
- Page 371 and 372: Припустимо, що інве
- Page 373 and 374: Розділ 13. Прийняття
- Page 375 and 376: початкову задачу м
- Page 377 and 378: { } R2= min 29; 26; 24; 30; 30 = 24
- Page 379 and 380: Аналогічно для най
- Page 381 and 382: Існування закону р
- Page 383 and 384: 383
- Page 385 and 386: 3. Які критерії покл
- Page 387 and 388: опис існуючих кіль
- Page 389 and 390: За кінцевими прикл
- Page 391 and 392: Е К О Н О М Е Т Р І Я М
- Page 393 and 394: y = ˆy+ u, тобто y = f ( x) +
- Page 395 and 396: q q2t-1 q0 q2t попит А D Рt-
- Page 397 and 398: схема переважно ви
- Page 399 and 400: Восьмий етап (вериф
- Page 401 and 402: Більшість економіч
- Page 403 and 404: Побудуємо діаграму
- Page 405 and 406: 4) усі параметри отр
- Page 407 and 408: Збурення є стохаст
- Page 409 and 410: які є в блоці редак
- Page 411 and 412: для входу в екранни
- Page 413 and 414: спеціально індивід
- Page 415 and 416: Розділ 15. Моделі па
- Page 417 and 418: y yi y1 yn y2 u1 A1 ui B2 B1 u2 A2
- Page 419 and 420: Часткового вирішен
- Page 421: та визначення впли
- Page 425 and 426: Метод, в основу яко
- Page 427 and 428: Таблиця 15.1 Вплив ва
- Page 429 and 430: Чисельник (15.16) є ко
- Page 431 and 432: n n n i i 2 i i 2 i i= 1 i= 1 i= 1
- Page 433 and 434: n ∑ i - загальна сума
- Page 435 and 436: ( ) ( ) 2 var e що рівноси
- Page 437 and 438: спостереженнях (аб
- Page 439 and 440: будуть вибірки, тим
- Page 441 and 442: Для статистичного
- Page 443 and 444: симетричний, то рів
- Page 445 and 446: формулою: Δ yx t p ⋅σ =
- Page 447 and 448: Рис. 15.7.2. Структура
- Page 449 and 450: 7. Середня абсолютн
- Page 451 and 452: 6 4 2 0 -2 Рис. 15.8.2. Пара
- Page 453 and 454: Розрізняють два кл
- Page 455 and 456: • при граничному з
- Page 457 and 458: Для порівняння аль
- Page 459 and 460: 459
- Page 461 and 462: Отримане значення
- Page 463 and 464: k1=m=1, k2=n-m-1==10-1-1=8, F та
- Page 465 and 466: Розділ 16. Моделі мн
- Page 467 and 468: Отримаємо: n n n ⎧ ⎪ n
- Page 469 and 470: Знайдемо частинну
- Page 471 and 472: • дослідження доці
Постійна величина a визначає точку перетину прямої регресії з<br />
віссю ординат (рис. 15.2.4) і є середнім значенням у точці х0 = 0.<br />
Зрозуміло, що економічна інтерпретація a не тільки утруднена, а й<br />
взагалі неможлива. Величина a у рівнянні регресії лише виконує<br />
функцію вирівнювання і має розмірність у. При цьому слід<br />
відзначити, що завдяки постійній a функція регресії непомилкова.<br />
Рівняння регресії інтерпретується тільки в області скупчення точок і,<br />
як наслідок, тільки між найменшим і найбільшим значенням змінної<br />
х, яка спостерігається. Більш практичний інтерес представляє<br />
економічний зміст величин b та yˆ .<br />
Коефіцієнт b характеризує нахил прямої до осі абсцис.<br />
Позначимо через α кут, який пряма утворює з віссю абсцис. Тоді b =<br />
tg α. Коефіцієнт регресії b є мірою залежності змінної у від х або<br />
мірою впливу, виявленою зміною х на у. Відповідно до рівняння<br />
(15.2) b визначає середню величину зміни результативного показника<br />
при зміні пояснювальної змінної х на одну одиницю. Знак b визначає<br />
напрямок цієї зміни, а розмірність цього коефіцієнта є відношенням<br />
розмірності залежної змінної до розмірності пояснювальної змінної.<br />
Після визначення числових оцінок параметрів можна за<br />
рівнянням (15.2) обрахувати значення i yˆ для кожного значення<br />
пояснювальної змінної хі . Це значення називають розрахунковим.<br />
При лінійній функції сукупність розрахункових значень<br />
утворює пряму регресії. Як зазначалося раніше, через випадковий<br />
вплив сторонніх факторів для кожного значення хі може<br />
спостерігатися декілька емпіричних значень уі, тобто кожному<br />
значенню х відповідає розподіл значень змінної у. Значення функції<br />
регресії yˆ i таким чином є оцінками середніх значень змінної у для<br />
кожного фіксованого значення змінної х.<br />
Звідси випливає економічна інтерпретація yˆ i . Значення регресії<br />
yˆ i показують середнє значення залежної змінної у при заданому хі<br />
пояснювальної змінної у припущенні, що єдиною причиною зміни у є<br />
змінна х, а випадкова збурена змінна u набула значення, рівне нулю.<br />
Розкид спостережених значень змінної у довкола ˆy i зумовлений<br />
впливом множини неврахованих факторів. Різницею між емпіричним<br />
значенням уі і розрахунковим i ˆy назвемо залишком, який дає числову<br />
оцінку значенням збуреної змінної u (рис. 15.2.4). Отже, числове<br />
значення е визначається як yi − ˆyi<br />
= e i,i<br />
= 1,n.<br />
Зрозуміло, що чим<br />
менше значення еі, тим більш вдало вибрана пряма.<br />
422