WWW.UK.X-PDF.RU

БЕЗКОШТОВНА ЕЛЕКТРОННА БІБЛІОТЕКА - Книги, видання, автореферати

 
<< HOME
CONTACTS




Продажа зелёных и сухих саженцев столовых сортов Винограда (по Украине)
Тел.: (050)697-98-00, (067)176-69-25, (063)846-28-10
Розовые сорта
Белые сорта
Чёрные сорта
Вегетирующие зелёные саженцы



Работа в Чехии по безвизу и официально с визой. Номер вайбера +420704758365

Продажа зелёных и сухих саженцев столовых сортов Винограда (по Украине)
Тел.: (050)697-98-00, (067)176-69-25, (063)846-28-10
Розовые сорта
Белые сорта
Чёрные сорта
Вегетирующие зелёные саженцы
Pages:     | 1 || 3 |

«О.М. Соловйова Методичні вказівки до самостійного вивчення дисципліни “Економетрія” для підготовки фахівців спеціальностей “Менеджмент організацій”,“Облік і аудит”, „Економічна ...»

-- [ Страница 2 ] --

А) незалежна змінна відіграє важливу роль у поясненні залежної змінної

Б) незалежна змінна не відіграє важливої ролі у поясненні залежної змінної

В) залежна змінна відіграє важливу роль у поясненні незалежної змінної

Г) залежна змінна не відіграє важливої ролі у поясненні незалежної змінної

Д) усі відповіді неправельні

8. Якщо нахил регресії становить 2,4 і дисперсія нахилу 0,8, то величина t, що її використовують для перевірки Н0 : 1 = 0, становитиме:

А) 0,8 / 2,4 Б) 2,4 0,8 В) (2,4 – 1 )/ 0,8 Г) 2,4 / 0,8 Д) (2,4 – 1) / 0,8

9. Якщо нахил для регресії становить 2,4 і дисперсія нахилу 0,8, то величина t, що її використовують для перевірки Н0 : 1 = 1, становитиме:

А) ) 0,8 / 2,4 Б) 2,4 0,8 В) (2,4 – 1 )/ 0,8 Г) 2,4 / 0,8 Д) (2,4 – 1) / 0,8

10. За інших однакових умов, чим більша оцінка середнього квадратичного відхилення нахилу, тим:

А) більша t – величина нахилу

Б) менша t – величина нахилу

В) більша величина перетину

Г) менша t – величина перетину

Д) більший коефіцієнт нахилу

11. Яке з поданих тверджень є правильним:

А) SSR + SSE SST

Б) R2 = -0.5

В) R2 = 1.83 Г) = - 0.35

Д) t = -2.3

12. У регресії завжди має бути:

А) r 0

Б) r 0

В) t 0

Г) t 0 Д) 0

13. У регресії завжди має бути:

А) b1 0

Б) b1 0

В) b1 0

Г) b1 0

Д) r 0 Питання до самоконтролю

1. До якого типу математичних моделей належить економетрична модель?

2. Які особливості має економетрична модель?

3. Як треба розуміти сукупність спостережень та її однорідність?

4. Як визначається набір змінних для побудови економетричної моделі?

5. Дайте тлумачення випадкової складової економетричної моделі.

6. Які методи застосовуються для оцінювання параметрів кластчної регресійної моделі?

7. У чому сутність методу найменших квадратів (1МНК)?

8. Як можна інтерпретувати параметри простої економетричної моделі?

9. Як визначити дисперсію залишків простої економетричної моделі?

10. Як оцінити параметри альтернативними методами для простої економетричної моделі?

Тема 2 :. Мультиколінеарність План

1.Поняття мультиколінеарності, її вплив на оцінки параметрів моделі.

2. Методи визначення мультиколінеарності та способи її усунення.

3. Метод Феррара-Глобера. Метод головних компонентів.

Методичні поради При розв’язанні практичних завдань необхідно мати уявлення про мультиколінеарність та причини її виникнення, визначення та вилучення.

В економетричному аналізі, наприклад, при дослідженні мультиколінеарності, доцільно вимірювати зв’язок між Y і певним Xk за умови, що вплив факторів Xj (незалежних змінних) елімінований (усунутий).

Відповідними вимірювачами такого зв’язку прийняті коефіцієнти часткової кореляції.

В прикладі, який розглядається, можна одержати парні коефіцієнти кореляції: ryx1, ryx2, rx1x2 (індекси вказують на корелюючі змінні). Зупинимось на одному з них, наприклад. Він характеризує ступінь лінійного ryx 2

–  –  –

елімінований.

Розглядаючи набір статистичних даних, що характеризують залежність прибутку підприємства (у, тис.грн.) від виробничих витрат (х1, тис.грн.) і середньорічних залишків запасів (х2, тис.грн.). Перевірити на наявність мультиколінераності залежність у = f(x1,x2) і знайти методи її усунення.

1. Знайдемо часткові коефіцієнти кореляції ryx1, ryx2, rx1x2 і побудуємо кореляційну матрицю. Розрахунки наведено в табл.2.

–  –  –

Середні значення показників відповідно дорівнюють: y = 4,21; x1 = 5,78;

x 2 = 4,88.

Кореляційна матриця матиме вигляд (табл.3).

Таблиця 3 Кореляційна матриця економічних показників

–  –  –

Після аналізу кореляційної матриці можна зробити висновок, що коефіцієнти х1 і х2 мають велике значення коефіцієнту кореляції і це може свідчити про наявність лінійної залежності між ними. На основі даного висновку можна говорити про наявність мультиколінеарності в даній моделі.

2. Визначимо ступінь колінеарності. У разі відсутності мультиколінеарності у моделі множинний коефіцієнт детермінації R2yx1x2 буде приблизно дорівнювати сумі часткових коефіцієнтів детермінації R2yx1, R2yx2, R2x1x2. Якщо мультиколенеарність присутня, тоді це рівняння виконуватись не буде і у якості виміру мультиколінеарності можна використати змінну М1:

М1 = R2yx1x2 – ( R2yx1 + R2yx2 +R2x1x2 ).

Чим більше змінна М1 наближатиметься до нуля, тим менша мультиколінеарність.

Відповідно, до нашого приклада: М1 =0,552221 - 0,476488 - 0,166228

- 0,67118.

3. Перевіримо інтенсивність мультиколінеарності за формулою:

–  –  –

4.2. Побудуємо кореляційну матрицю нормалізованих змінних х1* і х2*.

Зробимо це за допомогою табличного процесору Excel. Виберемо пункт меню "Сервіс", підпункт "Аналіз даних". У вікні, що з'явилось виберемо опцію "Кореляція" і натиснемо на кнопку "ОК". У полі "Входной интервал" запишемо область даних, де розміщуються значення нормалізованих змінних х1* і х2* (наприклад, C4:D15) і натиснемо кнопку "ОК". На новому листі отримаємо кореляційну матрицю у вигляді:

–  –  –

4.3. Знайдемо власні значення. Із кореляційної матриці отримаємо:

1- 0,819116 = (1-)*(1-) – 0,8191 0,819116*0,819116 = 0 1

–  –  –

5 2,5 5,2 4,6 -0,58 -0,28 0,34 0,08 -0,20 -0,14 -0,42 6,93 3,99 -1,49 6 3,9 6,5 3,9 0,72 -0,98 0,52 0,96 0,24 -0,49 -1,84 7,35 4,97 -1,07 7 3,8 2,9 3,8 -2,88 -1,08 8,30 1,17 -0,97 -0,54 0,64 4,74 3,01 0,79 8 4,6 1,4 2,6 -4,38 -2,28 19,20 5,21 -1,48 -1,14 0,85 2,83 2,62 1,98 11,0 9 4,9 8,8 6,8 3,02 1,92 9,11 3,68 1,02 0,96 -1,41 5,18 -0,28 11, 14,1 10 7,2 8,5 5,72 3,62 32,70 13,09 1,93 1,81 -2,12 6,05 1,15 11 5,3 4,9 1,8 -0,88 -3,08 0,78 9,50 -0,30 -1,55 -2,19 4,74 4,86 0,44

–  –  –

Тести

1. У багатофакторній регресії:

а) більш ніж одна залежна змінна і тільки одна незалежна змінна;

б) більш ніж одна незалежна змінна і тільки одна залежна змінна;

в) більш ніж одна залежна змінна і більш ніж одна залежна змінна;

г) тільки одна залежна змінна і тільки одна незалежна змінна;

д) більш ніж двізалежні змінні і більш ніж одна незалежна змінна.

2. При геометричній інтерпритації регресійної моделі з двома незалежними змінними ми будуємо:

а) пряму лінію, щоб показати зв’язок між залежною змінною і незалежними змінними;

б) трикутник, щоб показати зв’язок між залежною змінною і незалежними змінними;

в) площину, щоб показати зв’язок між залежною змінною і незалежними змінними;

г) коло, щоб показати зв’язок між залежною змінною і незалежними змінними;

д) еліпс, щоб показати зв’язок між залежною змінною і незалежними змінними;

3. У множинній регресії кожен параметер показує:

а) загальний вплив усіх незалежних змінних на залежну змінну;

б) вплив незалежної змінної на залежну за умови, що всі інші незалежні змінні залишаються незмінними;

в) де площина регресії перетинає вісь у;

г) як частковий, так і загальний вплив незалежних змінних;

д) точку, що дорівнює значенню перетину.

4. Мультиколінеарність виникає тоді, коли:

а) помилка не має нульового середнього значкння;

б) помилка залежить від незалежної змінної;

в) дві помилки корелюють між собою;

г) незалежні змінні корелюють між собою;

д) дисперсія помилок не є постійною.

Щоб перевірити значимість окремого параметра, 5.

використовують:

а) F- тест;

б) t- тест;

в) х- тест;

г) біномінальний розподіл;

д) експоненційний розподіл.

6. Для перевірки значимості одночасно всіх параметрів використовується:

а) F- тест;

б) t- тест;

в) х- тест;

г) біномінальний розподіл;


Купить саженцы и черенки винограда

Более 140 сортов столового винограда.


д) експоненційний розподіл.

7. За інших рівних умов, якщо ми збільшуємо кількість незалежних змінних у регресії:

а) R збільшується;

б) R зменшується;

в) R може або збіьшитись, або зменшитись;

г) немає ніякого ефекту на R;

д) імовірність мультиколінеарності зменшується.

8. Зв’язок між R та оціненим Rє:

а) оцінене R = R;

б) оцінене R = R(n-1)/(n-p-1);

в) оцінене R =[1-(1-R)](n-1)/(n-p-1);

г) оцінене R = 1-R;

д) оцінене R = 1+R.

9. Для регресії з п спостережень та р незалежних змінних зв’язок між R та F є:

а) Fр,п-1=[(n-p-1)/(p][R/1-R)];

б) Fр,п-1= R/(1-R);

в) Fр,п-1=[n/p][R/(1-R)];

г) Fр,п-1=[(n-p-1)/(p]R;

д) Fр,п-1= R/(1+R).

10. Якщо ви оцінюєте рівняння доходів для 100 працівників, приймаючи кількість років навчання як одну незалежну змінну і кількість місяців навчяння як іншу незалежну змінну, то ви можете:

а) отримати оцінки, які не будуть BLUE;

б) мати неоднакові дисперсії помилок;

в) мати мультиколінеарність;

г) б та в.

11. Ступені вільності для t-статистики для перевірки значимості параметрів регресії, що складається з 35 спостережень та 3 незалежних змінних, такі:

а) 35;

б) 3;

в) 32;

г) 33;

д) 31.

12. Ступені вільності чисельника F-статистики в регресії, що складається з 50 спостережень та 4 незалежних змінних, такі:

а) 50;

б) 4;

в) 3;

г) 46;

д) 45.

13. Ступені вільності знаменника F-статистики в регресії, що складається з 50 спостережень та 4 незалежних змінних, такі:

а) 50;

б) 4;

в) 3;

г) 46;

д) 45.

14. Однією з проблем, що може виникнути у багатофакторній регресії і ніколи не буває в простій регресії, є:

а) кореляція між величинами помилок;

б) нерівна дисперсія помилок;

в) кореляція між помилками та незалежними змінними;

г) кореляція між незалежними змінними;

д) помилка без нульової середньої.

Питання до самоконтролю

1. Що означає мультиколінеарність змінних?

2. Ознаки мультиколінеарності

3. Як впливає мультиколінеарність змінних на оцінку параметрів моделі?

4. Які статистичні критерії використовуються для виявлення мультиколінеарності?

5. Дайте коротку характеристику алгоритму Фаррара-Глобера

6. На чому ґрунтується метод головних компонентів та коли він застосовується?

7. Як обчислити головні компоненти і які умови вони задовольняють?

8.

Тема : Оцінка параметрів динамічних моделей, за наявності автокореляції та методи її усунення План

1. Природа автокореляції

2. Оцінка параметрів моделі за наявності автокореляції

3. Методи виявлення автокореляції Методичні поради Опрацювання даної теми слід пригадати, що одним із припущень класичного регресійного аналізу є припущення про незалежність випадкових величин. Якщо це припущення порушується, то ми маємо справу з автокореляцією. В регресійній моделі автокореляція наявна у разі, коли випадкові величини залежні між собою, тобто:

E ( i j ) 0, i j.

Потрібно розрізняти поняття автокореляції і серійної кореляції.

Автокореляцією називається залежність між значеннями однієї вибірки з запізненням в один лаг. Автокореляція може бути як позитивною, так і негативною. Автокореляція може виникнути у зв'язку з інерційністю та циклічністю багатьох економічних процесів. Провокувати автокореляцію може і неправильно специфікована функціональна залежність у регресійних моделях та лагові запізнення в економічних процесах.

Тестування автокореляції Найбільш відомим і поширеним тестом перевірки моделі на наявність кореляції між залишками є тест Дарбіна — Уотсона. На відміну від багатьох інших тестів, перевірка за тестом Дарбіна — Уотсона складається з декількох етапів і включає зони невизначеності.

Розглянемо порядок тестування за критерієм Дарбіна — Уотсона.

1. На першому етапі розраховується значення d -статистики за формулою (1):

n

–  –  –

3.3.3. Оцінка параметрів моделі з автокоррельованими залишками.

Автокорреляція залишків є важливою проблемою при виборі методу оцінки і верифікації економетричної моделі. Вона приводить до неефективності оцінок. А це означає, що стандартні помилки параметрів можуть бути дуже великими. Якщо матриця Х містить лагові значенння залежної змінної Yt, то оцінки, що одержані І МНК можуть бути ще й зміщеними та необгрунтованими.

Припустимо, що залишки і еквогенні змінні можна вибрати у вигляді стаціонарних марковських процесі першого ступеня, тобто:

U t = U t 1 + t ; 1;

X t = X t 1 + Vt, 1

–  –  –

Позначимо величину заощадження через Y, а доходу - через Х. Тоді загальний вигляд економетричної моделі Yt=a0+a1Xt+Ut, де a0, a1- оцінки параметрів моделі; Ut-залишки.

–  –  –

Відповідно до номера варіанту:

1. Побудувати модель залежностей запропонованих економічних показників як y(t) = f(x(t)) по табл.1

–  –  –

середньорічн ий надій молока на 1 гол., ц х - продуктивність праці на 1 531, середньорічного 500,4 450,0 459,0 531,0 609,1 621,0 550,6 567,0 592,2 люд.- 0 працівника, год.

11 варіант у - вихід валової182, продукції рослин- 172,8 185,6 195,2 192,0 198,4 180,6 188,8 199,6 185,6

–  –  –

працівника, тис.грн.

13 варіант у - урожайність цукрових буряків, 371 372 421 344 378 344 340 344 342 360 ц/га х- кількість внесення 310, 307, органічних добрив на 10 га, 306,0 305,0 302,0 290,0 289,0 287,0 292,0 272,0

–  –  –

працівника, тис.грн.

2. Виконати перевірку на автокореляцію по критерію Дарбіна-Уотсона.

3. Оцінити отримані параметри моделі.

4. Зробити висновки по зпроектованій моделі.

Тести

1.Мультиколінеарність наявна, коли:

*а) дві чи більше незалежних змінних мають високу кореляцію;



Pages:     | 1 || 3 |
Похожие работы:

«Східноєвропейський національний університет ім. Лесі Українки Бібліотека Організація екологічного моніторингу Ратнівського району Рекомендаційний бібліографічний список літератури Луцьк – 2013 О. М. Контроль забруднення довкілля : навч. посіб. / О. М. Величко, 1.Величко Д. В. Зеркалов. – К. : Основа, 2002. – 256 с.20.1я73 В 27 В. Т. Природа краю // Ратнівська земля : іст.-краєзн.2.Денисюк нарис / В. Т. Денисюк, І. О. Денисюк. – Луцьк, 2003. – С. 169–188. 63.3(4УКР-4ВОЛ) Д 33 Волині 2002 : стат....»

«УДК 355.353.02:355.411(510) С.М. Пик кандидат політичних наук, доцент кафедри міжнародних відносин і дипломатичної служби Львівського національного університету імені Івана Франка Р.Д. Федів здобувач кафедри міжнародних відносин і дипломатичної служби Львівського національного університету імені Івана Франка ВІЙСЬКОВО-МОРСЬКА СТРАТЕГІЯ КНР: СУТНІСТЬ ПОЛІТИКИ «ОСТРІВНИХ ОБОРОННИХ ЛАНЦЮГІВ» Досліджено особливості сучасної військово-морської стратегії КНР, зокрема, передумови її виникнення та...»

«МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ І НАУКИ, МОЛОДІ ТА СПОРТУ УКРАЇНИ СУМСЬКИЙ ДЕРЖАВНИЙ УНІВЕРСИТЕТ ПІМОНЕНКО ТЕТЯНА ВОЛОДИМИРІВНА УДК 502.175:332.012.324:005.21 (043.3) ОРГАНІЗАЦІЙНО-ЕКОНОМІЧНІ ЗАСАДИ ЕКОЛОГІЧНОГО АУДИТУ В КОРПОРАТИВНОМУ СЕКТОРІ ЕКОНОМІКИ Спеціальність 08.00.06 – економіка природокористування та охорони навколишнього середовища Автореферат дисертації на здобуття наукового ступеня кандидата економічних наук Суми – 2012 Дисертацією є рукопис. Робота виконана в Сумському державному університеті...»

«Київський національний університет імені Тараса Шевченка Слюсаренко Юрій Анатолійович УДК 347. 19 Правовий статус юридичних осіб нафтогазового комплексу України (цивільно-правові аспекти) Спеціальність: 12.00.03 цивільне право і цивільний процес; сімейне право; міжнародне приватне право АВТОРЕФЕРАТ дисертації на здобуття наукового ступеня кандидата юридичних наук Київ – 2008 Дисертацією є рукопис. Робота виконана на кафедрі цивільного права юридичного факультету Київського Національного...»

«МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ І НАУКИ УКРАЇНИ НАЦІОНАЛЬНА МЕТАЛУРГІЙНА АКАДЕМІЯ УКРАЇНИ РОБОЧА ПРОГРАМА методичні вказівки і індивідуальні завдання до вивчення дисципліни «Математичне програмування» для студентів економічних спеціальностей Затверджено на засіданні Вченої ради академії Протокол № 1 від 25.01.05 Дніпропетровськ НМетАУ 2005 УДК 22.142 Робоча програма, методичні вказівки і індивідуальні завдання до вивчення дисципліни “Математичне програмування” для студентів економічних спеціальностей...»

«ВІННИЦЬКИЙ ФІНАНСОВО-ЕКОНОМІЧНИЙ УНІВЕРСИТЕТ МЕТОДИЧНІ ВКАЗІВКИ до самостійного вивчення курсу “Корпоративні інформаційні системи” (для студентів спеціальності “Економічна кібернетика” денної та заочної форм навчання) Вінниця-2010 Методичні вказівки до самостійного вивчення курсу „Корпоративні інформаційні системи” (для студентів спеціальності „Економічна кібернетика” денної та заочної форм навчання) – Вінниця: ВФЕУ, 2010. с. Укладач: к.т.н. Ревенок В.І. Затверджено на засіданні кафедри...»

«СТАЛИЙ РОЗВИТОК ЕНЕРГЕТИКИ УДК Соловей О.І., Репік А.Б Інститут Енергозбереження та Енергоменеджменту НТУУ ‘КПІ’ Україна, м.Київ, вул.Борщагівська,115, 03056 Моб. телефон: 0968236227, E-mail: repikeeper@gmail.com Оновлення вуличного освітлення на основі світлодіодних світильників нотація – розглянуто економічне обґрунтування використання світлодіодних світильників для вуличного освітлення Фастівського району, основні переваги використання вуличних світлодіодних світильників. Ключові слова –...»

«НАЦІОНАЛЬНИЙ ІНСТИТУТ СТРАТЕГІЧНИХ ДОСЛІДЖЕНЬ НАЦІОНАЛЬНЕ АГЕНТСТВО ЕКОЛОГІЧНИХ ІНВЕСТИЦІЙ УКРАЇНИ ФОНД ЦІЛЬОВИХ ЕКОЛОГІЧНИХ ІНВЕСТИЦІЙ ПРОТИДІЯ ГЛОБАЛЬНІЙ ЗМІНІ КЛІМАТУ В КОНТЕКСТІ КІОТСЬКИХ ДОМОВЛЕНОСТЕЙ: УКРАЇНСЬКИЙ ВИМІР Аналітична доповідь Київ – 2010 УДК 504.38:551.588.74(477) П83 За повного або часткового відтворення матеріалів даної публікації посилання на видання обов’язкове Автори: Орленко С. Л. Жаліло Я. А., к. е. н. Трофимова І. В., к. ф.-м. н. Хабатюк О. П. Чабан Н. М. За редакцією...»

«ЧЛЕНСТВО УКРАЇНИ В ООН А.В. Яценко Черкаський національний університет ім. Б. Хмельницького Організація Об'єднаних Націй (ООН) — міжнародна організація, заснована 26 червня 1945 на конференції у Сан-Франциско на підставі Хартії Об'єднаних Націй. Метою діяльності організації є підтримання і зміцнення миру і міжнародної безпеки та розвиток співробітництва між державами світу. Головні органи ООН: Генеральна Асамблея (ГА), Рада Безпеки (РБ), Секретаріат (генеральний секретар обирається Генеральною...»

«ISSN 1993-8322. ВІСНИК Донбаської державної машинобудівної академії. № 1 (30), 2013. 200 УДК 658.14 Михайличенко Н. М. КОНТРОЛІНГ ЯК ІНСТРУМЕНТ ПІДВИЩЕННЯ ЕФЕКТИВНОСТІ УПРАВЛІННЯ МАЛИМИ ПІДПРИЄМСТВАМИ Становлення вітчизняної економіки супроводжувалось недостатніми темпами розвитку малого бізнесу, який мав би виконувати роль стабілізуючого прошарку і забезпечувати гнучке реагування на зміни споживацького попиту. В тім, ціла низка проблем об’єктивного та суб’єктивного характеру не дозволили йому...»




Продажа зелёных и сухих саженцев столовых сортов Винограда (по Украине)
Тел.: (050)697-98-00, (067)176-69-25, (063)846-28-10
Розовые сорта
Белые сорта
Чёрные сорта
Вегетирующие зелёные саженцы


 
2013 www.uk.x-pdf.ru - «Безкоштовна електронна бібліотека»