Смекни!
smekni.com

Эконометрическое моделирование (стр. 2 из 2)

Следовательно, уравнение связи между факторами имеет следующий вид:


У=45,06+0,02Х1

4 шаг. Тестирование модели.

Рассчитаем коэффициент линейной корреляции.

Коэффициент адекватности модели рассчитываем при помощи электронных таблиц Excel, используя надстройку. Анализ данных и получаем следующие значения:

Таблица №3

Определение коэффициента детерминации. Он показывает изменение результирующего признака под действием факторного.

Таким образом, действием фактора среднемесячной денежной заработной платы рабочих и служащих можно объяснить лишь 17,5% изменения результирующего признака - розничный товарооборот государственной и кооперативной торговли на душу населения.

Вывод: анализ данной однофакторной модели показал, что она имеет низкую описательную силу. Выявлено наличие слабой связи между показателями среднемесячной денежной заработной платой рабочих и служащих и розничным товарооборотом государственной и кооперативной торговли на душу населения.

5 шаг.

Наблюдение Предсказанное Y Остатки
1 55,05728 2,942715
2 53,8394 -1,2394
3 54,23747 -1,53747
4 55,99975 1,200255
5 56,84968 -0,14968
6 55,266 -2,366
7 53,4026 2,597401
8 55,82976 1,270242
9 54,30418 0,095823
10 55,68344 -0,78344
11 54,7044 -0,9044
12 56,17404 0,225964
13 54,60757 1,492428
14 54,53011 1,769891
15 54,64415 2,755849
16 55,195 -1,595
17 54,62263 -0,92263
18 55,20145 -2,00145
19 54,03951 -1,53951
20 55,04222 1,857778
21 54,61188 2,388125
22 54,44189 -1,74189
23 54,99919 -1,79919
24 53,51879 0,981207
25 54,09761 -2,99761

Вывод: в результате анализа однофакторной эконометрической модели, характеризующей взаимосвязь между долей жителей в трудоспособном возрасте и среднемесячной денежной заработной платой рабочих и служащих, можно отметить, что модель имеет высокую описательную силу. Выявлена довольно значительная связь между этими показателями.

Этап №3. Множественная линейная эконометрическая модель

Для сложных систем характерно большое число входных параметров, влияющих на их состояние. Экономические явления представляют собой многофакторные системы, в которых состояние результирующего признака зависит от целой группы таких параметров. Поэтому для изучения процессов в экономике следует применять методы многофакторного анализа. В данном разделе работы проводится пример построения двухфакторной модели, как простейшего случая многофакторных систем.

Y - розничный товарооборот государственной и кооперативной торговли на душу населения

X1 - продажа алкогольных напитков на душу населения

Х2 – среднемесячная денежная заработная плата рабочих и служащих

Расчетные данные указаны в таблице:

Y X1 X2
2861 4,9 464,4
2102 2,5 407,8
2224 3,3 426,3
2386 3,9 508,2
2671 4,9 547,7
2230 3,1 474,1
2457 5,5 387,5
2733 4,5 500,3
2140 4 429,4
2093 2,5 493,5
2121 3,2 448
2475 4,5 516,3
2553 4,8 443,5
2608 3,3 439,9
2576 4,1 445,2
2290 4,2 470,8
2248 3 444,2
2154 3,7 471,1
2078 3,2 417,1
2590 4,7 463,7
2546 4,5 443,7
2109 2,2 435,8
2398 3,4 461,7
2242 3 392,9
2209 4,4 419,8

Наблюдение Предсказанное Y Остатки
1 2568,515 292,4853
2 2069,892 32,10848
3 2235,592 -11,5916
4 2454,054 -68,0542
5 2683,852 -12,8521
6 2266,754 -36,7543
7 2567,102 -110,102
8 2548,179 184,8205
9 2362,458 -222,458
10 2188,552 -95,5519
11 2248,127 -127,127
12 2570,333 -95,3331
13 2522,066 30,93408
14 2254,422 353,5778
15 2401,845 174,1545
16 2454,802 -164,802
17 2207,844 40,15589
18 2367,664 -213,664
19 2205,343 -127,343
20 2532,524 57,47573
21 2469,811 76,189
22 2056,129 52,87146
23 2302,117 95,8829
24 2136,814 105,186
25 2419,208 -210,208

Предположим, что между результирующим и факторными признаками существует линейная связь, выраженная уравнением:

У = а0 + a1x1 +a2x2

Для расчета коэффициентов а0; a1; a2 применим метод наименьших квадратов.

а0= 1067,5

а1= 175,1

а2= 1,38

Следовательно, модель имеет следующий вид:

У=1067,5+175,1Х1+1,38Х2

1 шаг. Проверка на мультиколлинеарность

Наиболее распространенным методом исследования модели на мультиколлинеарность является метод Феррара-Глобера.


Проводим стандартизацию факторов:


X1
X2 X
X
X
-
X2-
X1* X2*
464,4 69 215667,4 4761 10,284 8,68 0,05 0,12
407,8 46 166300,8 2116 -46,316 -14,32 -0,25 -0,21
426,3 51 181731,7 2601 -27,816 -9,32 -0,15 -0,13
508,2 84 258267,2 7056 54,084 23,68 0,29 0,34
547,7 90 299975,3 8100 93,584 29,68 0,50 0,43
474,1 55 224770,8 3025 19,984 -5,32 0,11 -0,08
387,5 42 150156,3 1764 -66,616 -18,32 -0,35 -0,26
500,3 76 250300,1 5776 46,184 15,68 0,24 0,22
429,4 43 184384,4 1849 -24,716 -17,32 -0,13 -0,25
493,5 56 243542,3 3136 39,384 -4,32 0,21 -0,06
448 61 200704 3721 -6,116 0,68 -0,03 0,01
516,3 87 266565,7 7569 62,184 26,68 0,33 0,38
443,5 61 196692,3 3721 -10,616 0,68 -0,06 0,01
439,9 66 193512 4356 -14,216 5,68 -0,08 0,08
445,2 66 198203 4356 -8,916 5,68 -0,05 0,08
470,8 58 221652,6 3364 16,684 -2,32 0,09 -0,03
444,2 47 197313,6 2209 -9,916 -13,32 -0,05 -0,19
471,1 64 221935,2 4096 16,984 3,68 0,09 0,05
417,1 42 173972,4 1764 -37,016 -18,32 -0,20 -0,26
463,7 79 215017,7 6241 9,584 18,68 0,05 0,27
443,7 62 196869,7 3844 -10,416 1,68 -0,06 0,02
435,8 50 189921,6 2500 -18,316 -10,32 -0,10 -0,15
461,7 54 213166,9 2916 7,584 -6,32 0,04 -0,09
392,9 43 154370,4 1849 -61,216 -17,32 -0,32 -0,25
419,8 56 176232 3136 -34,316 -4,32 -0,18 -0,06

,

Составляем матрицу В* = X*TX*.

;

Рассчитаем фактическое значение

для расчетной матрицы:

Находим критическое значение

:

,
,
.

Сравнивая полученные значения,

приходим к выводу, что в массиве факторных переменных мультиколлиниарность не существует.