Економіко-математичне моделювання
Економіко-математичне моделювання Економіко-математичне моделювання
t яка має k ступенів вільності. a σa j У матричній формі (16.76) матиме вигляд: t j = a j 2 σ C , j = 1, m , (16.77) j = t = , (16.76) розр j e jj де Сjj – діагональний елемент матриці ( ) 1 − ′X X ; 2 σ – дисперсія e залишків. Величина σa j = 2 σ C називається стандартною оцінкою j-го e jj параметра моделі. Знайдене за (16.77) значення tj порівнюють із значенням t . k, α Якщо tj >tk,α , то відповідна оцінка параметра економетричної моделі є достовірною. Довірчі інтервали для параметрів bj побудуємо на основі формули: bj = a j ± t j 2 σ C . (16.78) e jj Приклад 16.9. Перевірити гіпотези про значущість параметрів економетричної моделі (приклад 16.1). ♦Розв’язування. Висувається нульова гіпотеза H0 : a j = 0; j = 0; 1; 2. Перевірку цієї гіпотези здійснюємо за допомогою критерію Стьюдента. Використовуючи формулу (16.76), обчислимо розрахункове значення t для: – параметра a0: a0 t = . розр σa0 Значення a0 беремо з прикладу 16.1 ( a −0, 97 σ з прикладу 16.6 ( 1, 33) σ . a = 0 504 0 = ), а значення a0 0, 97 t0 = t розр = = 0, 73. 1, 33 Табличне значення параметра t беремо з таблиці для рівня значимості α = 0, 05 і числа степенів вільності k = n − m −1 = 10 − 2 −1 = 7. = t = 2, 36. α t табл k ,
Оскільки tрозр < tтабл , то гіпотеза про рівність нулю параметра a0 в генеральній сукупності не відхиляється. – параметра a1: t розр 1 = σa1 . a = 0, a = 1, 4 (з прикладу 16.1), σ 28 (з прикладу 16.6). 1 1 1, 4 t1 = t розр = = 5, 00. 0, 28 t = 2, 36. табл t > t , то нульова гіпотеза про рівність нулю Оскільки розр табл параметра a1 у генеральній сукупності відхиляється, і оцінка параметра a1 економетричної моделі є достовірною. – параметра a2: t 505 a a 2 = . розр σa2 a = 0, a = −0, 37 (з прикладу 16.1), σ 55 (з прикладу 16.6). 2 2 − 0, 37 t2 = t розр = = −0, 67 . 0, 55 < , то нульова гіпотеза про рівність нулю Оскільки tрозр tтабл параметра a2 в генеральній сукупності не відхиляється. Отже, тільки коефіцієнт а1 в окресленій моделі є достовірним.♦ Довірчі інтервали параметрів моделі. Наявність точкових або асимптотних розподілів оцінок параметрів регресії та вибіркового коефіцієнта кореляції дають можливість провести оцінку значущості згаданих статистичних характеристик і побудувати інтервальні оцінки. Точкові оцінки визначаються одним числом, інтервальні – двома числами: кінцями інтервалу або його межами. Надійність оцінки визначається ймовірністю, з якою робиться висновок, що побудований за результатами вибірки довірчий інтервал містить невідомий інтервал генеральної сукупності. Ймовірність інтервальної оцінки параметра називають довірчою і позначають через P, причому P ∈ ( 0 , 95; 0, 99) . Тоді можна сподіватися, що в множині спостережень параметр генеральної сукупності буде правильно оцінений (довірчий інтервал покриє дійсне значення цього параметра) приблизно в P ⋅ 100% випадках і лише в ( 1− P) ⋅100% випадках буде помилковим. Ризик помилки визначається рівнем
- 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
- Page 473 and 474: 2 ( e ) ( ) ( ) 1 M e1e2 M e1en 2
- Page 475 and 476: дійсному співвідно
- Page 477 and 478: задовольняло умову
- Page 479 and 480: сфері мікроекономі
- Page 481 and 482: регіону від розмір
- Page 483 and 484: 4. Знаходимо значен
- Page 485 and 486: Тому при співставл
- Page 487 and 488: = R = yy ˆ n ∑( yi − y)( ˆy
- Page 489 and 490: де y - середнє значе
- Page 491 and 492: Підставимо отриман
- Page 493 and 494: Тоді буде мати місц
- Page 495 and 496: або в матричній фор
- Page 497 and 498: ⎧ −1 −1 ′ ⎫ cov( A) = M
- Page 499 and 500: ♦ Рoзв’язування. С
- Page 501 and 502: Значення виразів A
- Page 503: Значущість коефіці
- Page 507 and 508: Значення t j беремо
- Page 511 and 512: 16.7. Покрокова регре
- Page 513 and 514: = a + ar + ar + … + ar , ∗ ∗
- Page 515 and 516: 515
- Page 517 and 518: 4. Вибираємо наступ
- Page 519 and 520: процесі проводитьс
- Page 521 and 522: 2 2 R − R 2 j Pr = , (16.102) j 2
- Page 523 and 524: Гипотеза 1: Измен.R^2
- Page 525 and 526: Коэфф. Значение Ст.
- Page 527 and 528: ∗ ∗ ∗ ∗ Зробивши з
- Page 529 and 530: який має назву фонд
- Page 531 and 532: Нелінійні за змінн
- Page 533 and 534: однопараметричної
- Page 535 and 536: 6. Сформулюйте осно
- Page 537 and 538: 42. Побудуйте довірч
- Page 539 and 540: hвирахування тренд
- Page 541 and 542: Результат: ПРОСТАЯ
- Page 543 and 544: процесу до іншого а
- Page 545 and 546: hдля перевірки адек
- Page 547 and 548: Амплітудно-частотн
- Page 549 and 550: вимірювання значен
- Page 551 and 552: Стратегія вибору в
- Page 553 and 554: Сглаживание 1=линей
Оскільки tрозр < tтабл<br />
, то гіпотеза про рівність нулю параметра a0<br />
в генеральній сукупності не відхиляється.<br />
– параметра a1:<br />
t розр<br />
1<br />
=<br />
σa1<br />
.<br />
a = 0,<br />
a = 1,<br />
4 (з прикладу 16.1), σ 28 (з прикладу 16.6).<br />
1<br />
1<br />
1,<br />
4<br />
t1 = t розр = = 5,<br />
00.<br />
0,<br />
28<br />
t = 2, 36.<br />
табл<br />
t > t , то нульова гіпотеза про рівність нулю<br />
Оскільки розр табл<br />
параметра a1 у генеральній сукупності відхиляється, і оцінка<br />
параметра a1 економетричної моделі є достовірною.<br />
– параметра a2:<br />
t<br />
505<br />
a<br />
a<br />
2<br />
= .<br />
розр<br />
σa2<br />
a = 0,<br />
a = −0,<br />
37 (з прикладу 16.1), σ 55 (з прикладу 16.6).<br />
2<br />
2<br />
− 0,<br />
37<br />
t2 = t розр = = −0,<br />
67 .<br />
0,<br />
55<br />
< , то нульова гіпотеза про рівність нулю<br />
Оскільки tрозр tтабл<br />
параметра a2 в генеральній сукупності не відхиляється. Отже, тільки<br />
коефіцієнт а1 в окресленій моделі є достовірним.♦<br />
Довірчі інтервали параметрів моделі. Наявність точкових або<br />
асимптотних розподілів оцінок параметрів регресії та вибіркового<br />
коефіцієнта кореляції дають можливість провести оцінку значущості<br />
згаданих статистичних характеристик і побудувати інтервальні<br />
оцінки. Точкові оцінки визначаються одним числом, інтервальні –<br />
двома числами: кінцями інтервалу або його межами.<br />
Надійність оцінки визначається ймовірністю, з якою робиться<br />
висновок, що побудований за результатами вибірки довірчий інтервал<br />
містить невідомий інтервал генеральної сукупності. Ймовірність<br />
інтервальної оцінки параметра називають довірчою і позначають<br />
через P, причому P ∈ ( 0 , 95;<br />
0,<br />
99)<br />
. Тоді можна сподіватися, що в<br />
множині спостережень параметр генеральної сукупності буде<br />
правильно оцінений (довірчий інтервал покриє дійсне значення цього<br />
параметра) приблизно в P ⋅ 100%<br />
випадках і лише в ( 1− P) ⋅100%<br />
випадках буде помилковим. Ризик помилки визначається рівнем