фиктивных переменных;
- выявление автокорреляции, лагов;
- выявление тренда, циклической и случайной компонент;
- проверка остатков на гетероскедатичность;
- и др.
Цель этого теста — научиться строить эконометрические модели, принимать решения по спецификации и идентификации модели, выбирать метод оценки параметров модели, интерпретировать результаты и получать прогнозные оценки.
Задача данной работы — решить поставленные вопросы с помощью эконометрических методов. Эта работа позволит вам приобрести навыки использования различных эконометрических методов.
Задача 1
По данным, представленным в таблице выполнить следующие расчеты:
рассчитать параметры парной линейной регрессии.
оценить тесноту связи с помощью показателей корреляции и детерминации
оценить с помощью средней ошибки аппроксимации качество уравнений.
оценить статистическую зависимость уравнения регрессии и его параметров с помощью критериев Фишера и Стьюдентов
рассчитать прогнозное значение результата, если прогнозное значение фактора увеличится на 20% от его среднего уровня значимости б = 0,05
Решение.
Рассчитаем параметры парной линейной регрессии. Для этого выберем модель уравнения, построим уравнение тренда.
Для рассмотрения зависимости урожайности от дозы внесенных удобрений используем уравнение прямой:
y = a + bx
где х — независимый признак, доза внесенных удобрений
у — урожайность,
a, b — параметры уравнения регрессии.
Для расчетов параметров уравнения составим систему уравнений
na + b?х = ?у
a?х + b?х 2 = ?ух
где n — число наблюдений, n=25
25а +86,5 b = 256,9
86,5a + 844,941b = 995,969
Параметры а и b можно определить по формулам
a = y — bx
b = (39,839 — 3,46•10,276)/ (33,798-3,46 2 ) = 0,1960
а = 10,276 — 0,196•3,46 = 9,598
? = 9,598 + 0,196х
Коэффициент регрессии b= 0,196 ц/га показывает, насколько в среднем повысится урожайность при увеличении дозы внесения удобрений на 1 кг.
Средняя ошибка аппроксимации
Модели множественной линейной регрессии
... других факторов. Расчеты для данной курсовой работы производились c помощью приложения MS Excel. 1. Модели множественной линейной регрессии Построение уравнения множественной регрессии начинается с решения вопроса о ... использованием корреляционной матрицы. 2. Найти оценки неизвестных параметров модели. 3. Оценить общее качество модели по коэффициенту (индексу) детерминации и нормированному индексу ...
= 1/25 •494,486 = 19,780%
Ошибка аппроксимации 19,78 % > 12% — модель ненадежна и статистически незначима.
Оценим тесноту связи с помощью показателей корреляции и детерминации.
Тесноту связи показывает коэффициент корреляции:
д x — показывает, что в среднем фактор Х меняется в пределах
, 3,46 ± 4,672
д у — показывает, что в среднем фактор Y меняется в пределах
, 10,276 ± 2,289
r xy = 0,401, 0,3?0,401?0,5 — связь слабая
Коэффициент детерминации R = r xy 2 •100% = 0,4012 •100% = 16,08.
y зависит от выбранного x на 16,08%, на оставшиеся 100-16,08% y зависит от других факторов.
Мы оцениваем статистическую значимость уравнения регрессии и его параметров с помощью тестов Фишера и Стьюдента.
При б = 0,05, к 1 = n-1, к2 = n-2 =25-2 =23
F табл . = 2,00, FФиш. = 4,414 > Fтабл. = 2,00 — модель значима и надежна
Мы вычисляем ожидаемое значение результата с вероятностью 0,95% при увеличении дозы удобрения от среднего уровня и определяем доверительный интервал прогноза.
Найдем точечный прогноз для х прогноз = 1,2•х , хр = 1,2 •3,46 = 4,152
? = a+bx, ?
Найдем среднюю ошибку прогнозного значения
F табл. Стьюдента для б = 0,05, df = n-2 = 25-2 = 23
t табл. =2,0687,
? ур = tтабл •станд.ошибка = 2,0687•2,188 = 4,526
Доверительный интервал прогноза по урожайности
г ур = yp ± ?ур = 10,412 ± 4,526, от 5,886 до 14,938
Таблица 1. Исходные данные для задачи 1
|
№ |
Внесено мин.удобрений, ц |
Урожайность, ц/га |
Х 2 |
у•х |
У 2 |
Урожайность расчетная,? |
(Y-?) |
(Y-?)/100 |
(Y-?) 2 |
(Х-?Х) 2 |
|
|
1 |
13,9 |
9,4 |
193,21 |
130,66 |
88,36 |
12,322 |
-2,922 |
31,085 |
8,538 |
108,994 |
|
|
2 |
8,8 |
15 |
77,44 |
132 |
225 |
11,323 |
3,677 |
100,245 |
13,52 |
28,516 |
|
|
3 |
4 |
8,2 |
16 |
32,8 |
67,24 |
10,382 |
-2,182 |
26,610 |
4,761 |
0,292 |
|
|
4 |
0,01 |
8,2 |
0,0001 |
0,082 |
67,24 |
9,6 |
-1,4 |
17,073 |
1,96 |
11,903 |
|
|
5 |
4,2 |
13,7 |
17,64 |
57,54 |
187,69 |
10,421 |
3,279 |
23,934 |
10,752 |
0,548 |
|
|
6 |
0,7 |
9,2 |
0,49 |
6,44 |
84,64 |
9,735 |
-0,535 |
5,815 |
0,286 |
7,618 |
|
|
7 |
6,7 |
12,4 |
44,89 |
83,08 |
153,76 |
10,911 |
1,489 |
12,008 |
2,217 |
10,498 |
|
|
8 |
15,9 |
14 |
252,81 |
222,6 |
196 |
12,714 |
1,286 |
9,186 |
1,654 |
154,754 |
|
|
9 |
1,9 |
8,6 |
3,61 |
16,34 |
73,96 |
9,97 |
-1,37 |
15,930 |
1,877 |
2,434 |
|
|
10 |
1,9 |
14,7 |
3,61 |
27,93 |
216,09 |
9,97 |
4,73 |
32,177 |
22,373 |
2,434 |
|
|
11 |
0,01 |
6,3 |
0,0001 |
0,063 |
39,69 |
9,6 |
-3,3 |
52,381 |
10,89 |
11,903 |
|
|
12 |
0,01 |
8,5 |
0,0001 |
0,085 |
72,25 |
9,6 |
-1,1 |
12,941 |
1,21 |
11,903 |
|
|
13 |
0,01 |
8,8 |
0,0001 |
0,088 |
77,44 |
9,6 |
-0,8 |
9,091 |
0,64 |
11,903 |
|
|
14 |
1,2 |
10,9 |
1,44 |
13,08 |
118,81 |
9,833 |
1,067 |
9,789 |
1,138 |
5,108 |
|
|
15 |
0,01 |
9,2 |
0,0001 |
0,092 |
84,64 |
9,6 |
-0,4 |
4,348 |
0,16 |
11,903 |
|
|
16 |
0,01 |
13,4 |
0,0001 |
0,134 |
179,56 |
9,6 |
3,8 |
28,358 |
14,44 |
11,903 |
|
|
17 |
3,7 |
10,8 |
13,69 |
39,69 |
116,64 |
10,323 |
0,477 |
4,417 |
0,288 |
0,058 |
|
|
18 |
0,01 |
7,9 |
0,0001 |
0,079 |
62,41 |
9,6 |
-1,7 |
21,519 |
2,89 |
11,903 |
|
|
19 |
0,01 |
9,1 |
0,0001 |
0,091 |
82,81 |
9,6 |
-0,5 |
5,495 |
0,25 |
11,903 |
|
|
20 |
1,6 |
9,2 |
2,56 |
14,72 |
84,64 |
9,912 |
-0,712 |
7,739 |
0,507 |
3,460 |
|
|
21 |
2,5 |
10,3 |
6,25 |
25,75 |
106,09 |
10,088 |
0,212 |
2,058 |
0,045 |
0,922 |
|
|
22 |
0,01 |
11,1 |
0,0001 |
0,111 |
123,21 |
9,6 |
1,5 |
13,514 |
2,25 |
11,903 |
|
|
23 |
6,3 |
9,5 |
39,69 |
59,85 |
90,25 |
10,833 |
-1,333 |
14,032 |
1,777 |
8,066 |
|
|
24 |
0,01 |
8,4 |
0,0001 |
0,084 |
70,56 |
9,6 |
-1,2 |
14,286 |
1,44 |
11,903 |
|
|
25 |
13,1 |
10,1 |
171,61 |
132,31 |
102,01 |
12,166 |
-2,066 |
20,455 |
4,268 |
92,930 |
|
|
Итого |
86,5 |
256,9 |
844,941 |
995,969 |
2770,99 |
256,903 |
0,003 |
494,486 |
110,071 |
545,662 |
|
|
Среднее значение |
3,46 |
10,276 |
33,798 |
39,839 |
110,84 |
21,826 |
|||||
Задача 2
По данным представленным в таблице 3 изучается зависимость бонитировочного балла (У) от трех факторов.
С помощью ППП MS Excel:
1. Построить матрицу парных коэффициентов корреляции. Установить, какие факторы мультиколлинеарны.
2. Постройте уравнение множественной регрессии в линейной форме с полным набором факторов.
3. Оцените статистическую значимость уравнения регрессии и его параметров с помощью критериев Фишера и Стьюдента.
4. Отобрать информативные факторы. Построить уравнение регрессии со статитически значимыми факторами.
5. Оцените полученные результаты, сделайте выводы в аналитической записке.
В ППП MS Excel построим матрицу парных коэффициентов корреляции (сделать вставку из ексель зад.2).
По данным матрицы определяем мультиколлинеарность факторов, когда более двух факторов связаны между собой линейной зависимостью. Из полученной матрицы видно, что зависимости между тремя данными факторами нет. Так r x 2 x 1 = -0,0732, rx 3 x 1 = 0,0427, rx 3 x 2 = -0,0886. Из всех трех факторов в наибольшей меретесно связан с результатом фактор Х1 — доза внесения удобрения на посевную площадь, ryx 1 = 0,4004, затем фактор Х2 — коэффициент износа основных средств, , ryx 2 = 0,3858 и очень слабая зависимость от 3-го фактора Х3 , ryx 3 = 0,0264.
Мы строим уравнение множественной регрессии с полным набором факторов. Так как факторы не коррелируют между собой, то для включающего три объекта переменных уравнение множественной регрессии выглядит следующим образом:
y = a + b 1 •x1 + b2 •x2 + b3 •x3 + о
С помощью ППП MS Excel найдем значения а и b:
b = 13,9661, а 1 = 0,1837, а2 = — 0,0917, а3 = 0,0022
Итак, уравнение множественной регрессии с полным набором факторов будет следующим:
y = 13,9661 + 0,1837х 1 — 0,0917x2 + 0,0022x3
Мы оцениваем статистическую значимость уравнения регрессии и его параметров с помощью тестов Фишера и Стьюдента. Значимость уравнения множественной регрессии оценивается с помощью F-критерия Фишера:
где R 2 — коэффициент множественной регрессии,
m — число параметров при переменных х,
n — число наблюдений.
R = 0,5369
F таб = при 5%-ном уровне значимости для числа степеней свободы 1 и 21 равно 4,32.
F факт < Fтаб — модель незначима и ненадежна.
Для того чтобы модель была надежна уберем из нее фактор х 3 , так как он меньше всего коррелирует с у. Получим уравнение:
y = 14,1136 + 0,1837х 1 — 0,0917x2
Значимость уравнения множественной регрессии по F-критерию составляет F факт = 4,45. Так как Fфакт = 4,45 > Fтаб = 4,35, то модель значима и надежна.
Итак, составив уравнение множественной регрессии и включив в него три фактора, я определил, что, используя критерий F Фишера, полученная модель несущественна и ненадежна. Затем исключила из модели в наибольшей меренезначимый признак X 3 , так как он имеет наименьший коэффициент корреляции с результативным показателем. По полученному уравнению регрессии видно, что средняя урожайность составляет 14,1136 ц/га увеличится на 0,1837 ц/га при повышении дозы внесения удобрения на 1 ц, и уменьшится на 0,0917 ц/га при повышении коэффициента износа основных средств на 1 единицу.
Задача 3
По учебнику задача №37
1.Найдите коэффициенты автокорреляции разных порядков и выберите значение задержки.
2.Построить авторегрессионную функцию.
3. Рассчитать прогнозные значения на три года вперед.
В таблице 4 представлена информация о среднегодовом уровне цен на говядину в США на рынках Нью-Йорка и Америки.центы за фунт.
Данная задача относится к типу задач на моделирование временных рядов. Временной ряд — это набор значений индикатора за несколько последовательных моментов или периодов времени. Каждый уровень временного ряда формируется под воздействием большого числа факторов, которые условно можно разделить на три группы:
- факторы, формирующие тенденцию ряда;
- факторы, формирующие циклические колебания ряда;
- случайные факторы.
Нанесем значения нашей задачи на график (рисунок 1).
Из структуры графика видно, что основной составляющей временного ряда является возрастающая составляющая.
Находим коэффициенты автокорреляции разных порядков и выбираем величину задержки.
Расчет коэффициента автокорреляции первого порядка для временного ряда расходов на конечное потребление
|
t |
y t |
Y t-1 |
y t -y1 |
Y t-1 -y2 |
(y t -y1 )( Yt-1 -y2 ) |
(Y t-1 -y1 )2 |
(Y t-1 -y2 )2 |
|
|
1 |
41 |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
|
|
2 |
42 |
41 |
-36,07 |
-35,41 |
1277,24 |
1301,04 |
1253,87 |
|
|
3 |
49 |
42 |
-29,07 |
-34,41 |
1000,29 |
845,06 |
1184,05 |
|
|
4 |
64 |
49 |
-14,07 |
-27,41 |
385,66 |
197,9 |
751,31 |
|
|
5 |
53 |
64 |
-25,07 |
-12,41 |
311,12 |
628,5 |
154 |
|
|
6 |
44 |
53 |
-34,07 |
-23,41 |
797,58 |
1160,76 |
548,03 |
|
|
7 |
52 |
44 |
-26,07 |
-32,41 |
844,93 |
679,6 |
1050,41 |
|
|
8 |
51 |
52 |
-27,07 |
-24,41 |
660,78 |
732,8 |
595,85 |
|
|
9 |
71 |
51 |
-7,07 |
-25,41 |
179,65 |
50 |
645,67 |
|
|
10 |
92 |
71 |
13,93 |
-5,41 |
-75,36 |
194,04 |
29,27 |
|
|
11 |
87 |
92 |
8,93 |
15,59 |
139,22 |
79,75 |
243,05 |
|
|
12 |
86 |
87 |
7,93 |
10,59 |
83,98 |
62,89 |
112,15 |
|
|
13 |
99 |
86 |
20,93 |
9,59 |
200,72 |
438,06 |
91,97 |
|
|
14 |
96 |
99 |
17,93 |
22,59 |
359,86 |
321,48 |
510,31 |
|
|
15 |
97 |
96 |
18,93 |
19,59 |
370,84 |
358,34 |
383,77 |
|
|
16 |
89 |
97 |
10,93 |
20,59 |
225,05 |
119,46 |
423,95 |
|
|
17 |
77 |
89 |
-1,07 |
12,59 |
-13,47 |
1,14 |
383,77 |
|
|
18 |
81 |
77 |
2,93 |
0,59 |
1,73 |
8,58 |
0,35 |
|
|
19 |
82 |
81 |
3,93 |
4,59 |
18,04 |
15,44 |
21,07 |
|
|
20 |
87 |
82 |
8,93 |
5,59 |
49,92 |
79,74 |
31,25 |
|
|
21 |
94 |
87 |
15,93 |
10,59 |
168,7 |
253,76 |
112,15 |
|
|
22 |
90 |
94 |
11,93 |
17,59 |
209,85 |
142,32 |
309,41 |
|
|
23 |
90 |
90 |
11,93 |
13,59 |
162,13 |
142,32 |
184,69 |
|
|
24 |
93 |
90 |
14,93 |
13,59 |
202,9 |
222,9 |
184,69 |
|
|
25 |
87 |
93 |
15,93 |
16,59 |
264,28 |
253,76 |
275,23 |
|
|
26 |
84 |
87 |
5,93 |
10,59 |
62,8 |
35,16 |
112,15 |
|
|
27 |
85 |
84 |
6,93 |
7,59 |
52,6 |
48,02 |
57,61 |
|
|
28 |
86 |
85 |
7,93 |
8,59 |
68,12 |
62,88 |
73,79 |
|
|
2149 |
2063 |
9,25 |
11,02 |
8016,65 |
8435,7 |
9723,82 |
||
y 1 = ? уt / (n-1) =
(42+49+64+53+44+52+51+71+92+87+86+99+96+97+89+77+81+82+87+9
4+90+90+93+87+84+85+86)/27= 2149/27 = 78,07
у 2 = ? уt-1 / (n-1) =
(41+42+49+64+53+44+52+51+71+92+87+86+99+96+97+89+77+81+82+8
7+94+90+90+93+87+84+85)/27 = 2063/27 = 76,41
r 1 = 8016.65/ v(8435,7 х 9723,82) = 0,8951
Таблица Расчет коэффициента автокорреляции второго порядка для временного ряда расходов на конечное потребление
|
t |
yt |
Yt-2 |
yt-y2 |
Yt-2-y2 |
(yt-y2)( Yt-2-y2) |
(Yt-2-y2)2 |
(Yt-2-y2)2 |
|
|
1 |
41 |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
|
|
2 |
42 |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
|
|
3 |
49 |
41 |
-33,65 |
-35,08 |
1180,44 |
1132,32 |
1230.60 |
|
|
4 |
64 |
42 |
-18,65 |
-34,08 |
635,6 |
347,82 |
1161.45 |
|
|
5 |
53 |
49 |
-29,65 |
-27,08 |
802,92 |
879,12 |
733.33 |
|
|
6 |
44 |
64 |
-38,65 |
-12,08 |
466,89 |
1493,82 |
145,93 |
|
|
7 |
52 |
53 |
-30,65 |
-23,08 |
707,4 |
939,42 |
532,69 |
|
|
8 |
51 |
44 |
-31,65 |
-32,08 |
1015,33 |
1001,72 |
1029,13 |
|
|
9 |
71 |
52 |
-11,65 |
-24,08 |
280,53 |
135,72 |
579,85 |
|
|
10 |
92 |
51 |
9,35 |
-25,08 |
-234,5 |
87,42 |
629,01 |
|
|
11 |
87 |
71 |
4,35 |
-5,08 |
-22,1 |
18,92 |
25,81 |
|
|
12 |
86 |
92 |
3,35 |
15,92 |
53,33 |
11,22 |
253,45 |
|
|
13 |
99 |
87 |
16,35 |
10,92 |
178,54 |
267,32 |
119,25 |
|
|
14 |
96 |
86 |
13,35 |
9,92 |
132,43 |
178,22 |
98,41 |
|
|
15 |
97 |
99 |
14,35 |
22,92 |
328,9 |
205,92 |
525,33 |
|
|
16 |
89 |
96 |
6,35 |
19,92 |
126,5 |
40,32 |
396,81 |
|
|
17 |
77 |
97 |
-5,65 |
20,92 |
-118,2 |
31,92 |
437,65 |
|
|
18 |
81 |
89 |
-1,65 |
12,92 |
-21,32 |
2,72 |
166,93 |
|
|
19 |
82 |
77 |
-0,65 |
0,92 |
-0,6 |
0,42 |
085 |
|
|
20 |
87 |
81 |
4,35 |
4,92 |
21,4 |
18,92 |
24,21 |
|
|
21 |
94 |
82 |
11,35 |
5,92 |
67,2 |
128,82 |
35,05 |
|
|
22 |
90 |
87 |
7,35 |
10,92 |
80,26 |
54,02 |
119,25 |
|
|
23 |
90 |
94 |
7,35 |
17,92 |
131,71 |
54,02 |
321,13 |
|
|
24 |
93 |
90 |
10,35 |
13,92 |
144,07 |
107,12 |
193,77 |
|
|
25 |
87 |
90 |
4,35 |
13,92 |
60,55 |
18,92 |
193,77 |
|
|
26 |
84 |
93 |
1,35 |
16,92 |
22,84 |
1,82 |
286,29 |
|
|
27 |
85 |
87 |
2,35 |
10,92 |
25,66 |
5,52 |
119,25 |
|
|
28 |
86 |
84 |
3,35 |
7,92 |
26,53 |
11,22 |
62,73 |
|
|
2149 |
1978 |
6092,31 |
7174,72 |
9422,38 |
||||
y 1 = ? уt / (n-1) =
(42+49+64+53+44+52+51+71+92+87+86+99+96+97+89+77+81+82+87+9
4+90+90+93+87+84+85+86)/27= 2149/26 = 82,65
у 2 = ? уt-1 / (n-1) =
(41+42+49+64+53+44+52+51+71+92+87+86+99+96+97+89+77+81+82+8
7+94+90+90+93+87+84)/27 = 1978/26 = 76,08
r 2 = 6092,31/v (7174,72 х 9422,38) = 0,7410
Итак, коэффициент корреляции первого порядка r 1 = 0,8961
коэффициент корреляции второго порядка r 2 = 0,7550
Автоматически в ППП Exel рассчитаем коэффициент корреляции третьего порядка r 3 = 0,6546, и коэффициент корреляции четвертого порядка r4 = 0,5461
Как видно из полученных данных, в наибольшей меретесная зависимость между среднегодовыми ценами на говядину в США и текущим или предшествующими годами происходит при сдвиге ряда данных на 1 год ( или 1 лаг) r 1 = 0,8951.
После расчета коэффициентов автокорреляции 1-го, 2-го, 3-го, 4-го порядка мы получили автокорреляционную функцию этого ряда. Анализ значений автокорреляционной функции позволяет сделать выводы о наличии тренда в исследуемом временном ряду.
Чтобы рассчитать прогноз цен на следующие три года, мы разработаем уравнение тренда для временного ряда показателей среднегодовых цен на говядину.
У = а + bt ,
Где У — выравненное значение среднегодовой цены,
b, t — неизвестные параметры,
а — начальный уровень временного ряда в момент времени t=0.
b — ежегодный прирост (снижение) цены на говядину,
t — значение дат.
Для определения неизвестных параметров a и b в соответствии с требованием способа наименьших квадратов необходимо решить систему нормальных уравнений:
na + b?t = ?Y
a?t + b?t 2 = ?Yxt
Для упрощения системы воспользуемся методом отсчета с условного старта.
Поскольку ?t = 0, система уравнений примет вид:
na = ?Y
b?t 2 = ?Yxt,
a=(41+42+49+64+53+44+52+51+71+92+87+86+99+96+97+89+77+81+82
+87+94+90+90+93+87+84+85+86) / 28 = 76,75
b = 12920/ 1638 = 7,8877
y = 76,75 + 7,89t
Т.е. уравнение линейного тренда имеет вид y = 76,75 + 7,89t. Это означает, что средняя фактическая и выровненная цена, отнесенная к середине периода, т.е. к 1983 г. равна 76,75 амер.центов за фунт, а среднегодовой прирост цены составляет 7,89 центов за фунт.
Таблица 3. Расчет параметров уравнения тренда
|
№ года |
Годы |
Среднегодовая цена на говядину, У |
Условное обозначение периодов, T |
t 2 |
Y x t |
|
|
1 |
1970 |
41 |
-13 |
169 |
533 |
|
|
2 |
1971 |
42 |
-12 |
144 |
504 |
|
|
3 |
1972 |
49 |
-11 |
121 |
539 |
|
|
4 |
1973 |
64 |
-10 |
100 |
640 |
|
|
5 |
1974 |
53 |
-9 |
81 |
477 |
|
|
6 |
1975 |
44 |
-8 |
64 |
352 |
|
|
7 |
1976 |
52 |
-7 |
49 |
364 |
|
|
8 |
1977 |
51 |
-6 |
36 |
306 |
|
|
9 |
1978 |
71 |
-5 |
25 |
355 |
|
|
10 |
1979 |
92 |
-4 |
16 |
368 |
|
|
11 |
1980 |
87 |
-3 |
9 |
261 |
|
|
12 |
1981 |
86 |
-2 |
4 |
172 |
|
|
13 |
1982 |
99 |
-1 |
1 |
99 |
|
|
14 |
1983 |
96 |
0 |
0 |
0 |
|
|
15 |
1984 |
97 |
1 |
1 |
97 |
|
|
16 |
1985 |
89 |
2 |
4 |
178 |
|
|
17 |
1986 |
77 |
3 |
9 |
231 |
|
|
18 |
1987 |
81 |
4 |
16 |
324 |
|
|
19 |
1988 |
82 |
5 |
25 |
410 |
|
|
20 |
1989 |
87 |
6 |
36 |
522 |
|
|
21 |
1990 |
94 |
7 |
49 |
658 |
|
|
22 |
1991 |
90 |
8 |
64 |
720 |
|
|
23 |
1992 |
90 |
9 |
81 |
810 |
|
|
24 |
1993 |
93 |
10 |
100 |
930 |
|
|
25 |
1994 |
87 |
11 |
121 |
957 |
|
|
26 |
1995 |
84 |
12 |
144 |
1008 |
|
|
27 |
1996 |
85 |
13 |
169 |
1105 |
|
|
Итого |
2063 |
0 |
1638 |
12920 |
||
По полученному уравнению (функции) можно составить прогнозные оценки: точечные прогнозы и доверительные интервалы прогноза.
Номер прогнозируемого периода будем отсчитывать от 1983 года, когда t=0, тогда t 1999 = 16 (1999г.), тогда точечный прогноз удоя молока на 1 гол. на 2000 год составит
У 31 = 76,75 + 7,89 х 16 = 202,99
Таким образом, по уравнению тренда стоимость 1 фунта говядины в 1999 г. составила 202,99 американских центов.
Библиографический список
Эконометрика/ Под ред. И.И. Елисеевой.- М.: Финансы и статистика, 2004. — 344 с.
Практикум по эконометрике/ Под ред. И.И. Елисеевой. — М.: Финансы и статистика, 2001. — 192 с.
Общая теория статистики/ Под ред. И.И. Елисеевой.- М.: Финансы и статистика, 2001. — 480 с.
Бакирова Р.Р. Эконометрика. Методические указания по выполнению контрольных работ, — БГАУ, 2007. — 7 с.
