183511 (Методи економетрії), страница 2
Описание файла
Документ из архива "Методи економетрії", который расположен в категории "". Всё это находится в предмете "экономико-математическое моделирование" из , которые можно найти в файловом архиве . Не смотря на прямую связь этого архива с , его также можно найти и в других разделах. Архив можно найти в разделе "контрольные работы и аттестации", в предмете "экономико-математическое моделирование" в общих файлах.
Онлайн просмотр документа "183511"
Текст 2 страницы из документа "183511"
Q2u=YIY-^AХIY/n-m
-
спочатку множимо YI на матрицю Y:
| 706 | 588 | 617 | 725 | 598 | 588 | 676 | 608 | 627 | 686 | 706 |
YIY =| 4649403 |
-
транспонуємо матрицю ^A:
| -24,411 | 0,173 | 1,430 | -0,245 | 2,947 |
A=
-
проводимо розрахунок ^AХIY:
AХIY = | 4654875 |
-
скориставшись співвідношенням, знаходимо дисперсію залишків:
Q2u=4649403-4654875/11-4=-501,461
-
розраховуємо коефіцієнт детермінації:
R2 = 1-( -501,461/233,409) = 3,148
Розрахований коефіцієнт детермінації R2 = 3,148, дана чотирьох факторна модель показує, що прибуток повністю визначається врахованими факторами.
1.4 перевірити нявність мультиколінеарності за допомогою алгоритму Фаррара-Глобера
1.4.1 нормалізуємо зміни в економетричній моделі
| № | Xі1-Х1 | Xі2-Х2 | Xі3-Х3 | Xі4-Х4 | (Xі1-Х1)2 | (Xі2-Х2)2 | (Xі3-Х3)2 | (Xі4-Х4)2 |
| 1 | -73 | -28 | -2 | -3 | 5342 | 799 | 2,98347 | 11,314 |
| 2 | 74 | 31 | 18 | 1 | 5463 | 944 | 333,893 | 0,40496 |
| 3 | 25 | 26 | 13 | 1 | 620 | 662 | 176,165 | 0,40496 |
| 4 | -14 | -58 | -51 | -2 | 199 | 3396 | 2573,26 | 5,58678 |
| 5 | 123 | 21 | 8 | 5 | 15107 | 430 | 68,438 | 21,4959 |
| 6 | 113 | 26 | 10 | 4 | 12748 | 662 | 105,529 | 13,2231 |
| 7 | -63 | -14 | -1 | 1 | 3980 | 204 | 0,52893 | 0,40496 |
| 8 | -4 | 11 | 6 | 1 | 17 | 115 | 39,3471 | 0,40496 |
| 9 | -24 | 6 | 4 | 1 | 580 | 33 | 18,2562 | 0,40496 |
| 10 | -63 | -4 | -1 | -2 | 3980 | 18 | 0,52893 | 5,58678 |
| 11 | -93 | -14 | -7 | -3 | 8666 | 204 | 45,2562 | 11,314 |
| Всьго | х | х | х | х | 56703 | 7466 | 3364,18 | 70,5455 |
| Q2X1= | 5154,82 |
| Q2X2= | 678,744 |
| Q2X3= | 305,835 |
| Q2X4= | 6,413 |
1.4.2 нормалізуємо зміни в економетричній моделі. Матриця нормалізованих змінних буде мати наступний вигляд
| -0,31 | -0,1187 | -0,0298 | -0,4005 |
| 0,3104 | 0,1290 | 0,3150 | 0,0758 |
| 0,1046 | 0,1080 | 0,2288 | 0,0758 |
| -0,0592 | -0,2447 | -0,8746 | -0,2814 |
| 0,5162 | 0,0870 | 0,1426 | 0,5520 |
| 0,4742 | 0,1080 | 0,1771 | 0,4329 |
| -0,2649 | -0,0599 | -0,0125 | 0,0758 |
| -0,0172 | 0,0450 | 0,1081 | 0,0758 |
| -0,1012 | 0,0241 | 0,0737 | 0,0758 |
| -0,2649 | -0,0179 | -0,0125 | -0,2814 |
| -0,3909 | -0,0599 | -0,1160 | -0,4005 |
Х* =
1.4.3 визначаємо кореляційну матрицю на основі елементів матриці нормалізованих змінних
Rхх = Х*I Х*
| 1 | 0,2393 | 0,3829 | 0,8633 |
| 0,239 | 1 | 0,3291 | 0,259 |
| 0,383 | 0,3291 | 1 | 0,5175 |
| 0,863 | 0,259 | 0,5175 | 1 |
Rхх =
Обчислимо Х2 за наступною формулою:
Х2=-[n-1-1/6(2m+5)]ln | Rхх |.
-
розраховуємо визначник кореляційної матриці скориставшись правилом Сарруса:
|Rхх | =1*1*1*1-0,863*0,3291*0,863*0,3291 = 0,9193.
Знаходимо Х2:
Х2=-[11-1-1/6(2*4+5)]ln | 0,9193|=7,8342*-0,08=-0,63.
З ймовірністю 0,919 можна стверджувати, що між факторними ознаками не існує мультиколінеарності, оскільки Х факт. < Х табл.
