WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 10 |

1. Что понимается под парной регрессией 2. Какие задачи решаются при построении уравнения регрессии 3. Какие методы применяются для выбора вида модели регрессии 4. Какие функции чаще всего используются для построения уравнения парной регрессии 5. Какой вид имеет система нормальных уравнений метода наименьших квадратов в случае линейной регрессии 6. Какой вид имеет система нормальных уравнений метода наименьших квадратов в случае гиперболической, показательной регрессии 7. По какой формуле вычисляется линейный коэффициент парной корреляции rxy 8. Как строится доверительный интервал для линейного коэффициента парной корреляции 9. Как вычисляется индекс корреляции 10. Как вычисляется и что показывает индекс детерминации 11. Как проверяется значимость уравнения регрессии и отдельных коэффициентов 12. Как строится доверительный интервал прогноза в случае линейной регрессии 13. Как вычисляются и что показывают коэффициент эластичности Э средний коэффициент эластичности Э Лабораторная работа № Задание. На основании данных табл. П1 для соответствующего варианта (табл. 1.1):

1. Вычислить линейный коэффициент парной корреляции.

2. Проверить значимость коэффициента парной корреляции.

3. Построить доверительный интервал для линейного коэффициента парной корреляции.

Лабораторная работа № Задание. На основании данных табл. П1 для соответствующего варианта (табл. 1.1):

1. Построить предложенные уравнения регрессии, включая линейную регрессию.

2. Вычислить индексы парной корреляции для каждого уравнения.

3. Проверить значимость уравнений регрессии и отдельных коэффициентов линейного уравнения.

4. Определить лучшее уравнение регрессии на основе средней ошибки аппроксимации.

5. Построить интервальный прогноз для значения x = xmax для линейного уравнения регрессии.

6. Определить средний коэффициент эластичности.

Требования к оформлению результатов Отчет о лабораторной работе должен содержать разделы:

1. Описание задания;

2. Описание решения лабораторной работы (по этапам);

3. Изложение полученных результатов.

Таблица 1. Варианты кривых выравнивания к лабораторным работам № 1, Виды кривых выравнивания ВаГрафы из Экспо- Гиперри- Парабо- Показа- Логарифтабл. П1 Линейная ненци- боличеант лическая тельная мическая альная ская 1 1, 2 * * * * 2 2, 3 * * * 3 3, 4 * * * * 4 4, 5 * * * 5 5, 6 * * * 6 6, 7 * * * 7 7, 8 * * * * 8 8, 9 * * * 9 9, 10 * * * 10 1, 3 * * * * 11 1, 4 * * * 12 1, 5 * * * 13 1, 6 * * * * 14 1, 7 * * * 15 1, 8 * * * 16 1, 9 * * * * 17 2, 4 * * * 18 2, 5 * * * 19 2, 6 * * * 20 2, 7 * * * 21 2, 8 * * * * 22 2, 9 * * * * 23 3, 6 * * * 24 3, 7 * * * 25 3, 8 * * * 2. Множественная регрессия и корреляция 2.1. Общие положения Множественная регрессия – уравнение связи с несколькими независимыми переменными:

y = f (x1,x2,...,xp), где у – зависимая переменная (результативный признак);

х1,х2,…,хp – независимые переменные (факторы).

Множественная регрессия применяется в ситуациях, когда из множества факторов, влияющих на результативный признак, нельзя выделить один доминирующий фактор и необходимо учитывать влияние нескольких факторов.

Основная цель множественной регрессии – построить модель с большим числом факторов, определив при этом влияние каждого из них в отдельности, а также совокупное их воздействие на моделируемый показатель.

Постановка задачи множественной регрессии. По имеющимся данным n наблюдений за совместным изменением n+1 параметра y и xj и ((yi, xj,i);

j=1,2,...,p; i=1,2,...,n) необходимо определить аналитическую зависимость =f(x1,x2,...,xp), наилучшим образом описывающую данные наблюдений.

Как и в случае парной регрессии, построение уравнения множественной регрессии осуществляется в два этапа:

– спецификация модели;

– оценка параметров выбранной модели.

Спецификация модели включает в себя решение двух задач:

– отбор p факторов xj, наиболее влияющих на величину y;

– выбор вида уравнения регрессии =f (x1,x2,...,xp);.

2.2. Отбор факторов при построении множественной регрессии Включение в уравнение множественной регрессии того или иного набора факторов связано, прежде всего, с представлением исследователя о природе взаимосвязи моделируемого показателя с другими экономическими явлениями.

Факторы, включаемые во множественную регрессию, должны отвечать следующим требованиям:

1. Они должны быть количественно измеримы. Если необходимо включить в модель качественный фактор, не имеющий количественного измерения, то ему нужно придать количественную определенность (например, в модели урожайности качество почвы задается в виде баллов; в модели стоимости объектов недвижимости районам присваиваются ранги);

2. Факторы не должны быть взаимно коррелированы и тем более находиться в точной функциональной связи. Если между факторами существует высокая корреляция, то нельзя определить их изолированное влияние на результа тивный показатель, и параметры уравнения регрессии оказываются неинтерпретируемыми.

Включаемые во множественную регрессию факторы должны объяснить вариацию независимой переменной. Если строится модель с набором р факторов, то для нее рассчитывается показатель детерминации R2, который фиксирует долю объясненной вариации результативного признака за счет рассматриваемых в регрессии р факторов. Влияние других, не учтенных в модели, факторов оценивается как 1 – R2 с соответствующей остаточной дисперсией S2.

При дополнительном включении в регрессию (р + 1)-фактора хp+1 коэффициент детерминации должен возрастать, а остаточная дисперсия уменьшаться, т. е.

2 2 R2+1 Rp и Sp+1 Sp.

p Если же этого не происходит и данные показатели практически мало отличаются друг от друга, то включаемый в анализ фактор хp+1 не улучшает модель и практически является лишним фактором.

Насыщение модели лишними факторами не только не снижает величину остаточной дисперсии и не увеличивает показатель детерминации, но и приводит к статистической незначимости параметров регрессии по t-критерию Стьюдента.

Отбор факторов производится на основе качественного теоретикоэкономического анализа и обычно осуществляется в две стадии:

– на первой подбираются факторы исходя из сущности проблемы;

– на второй – на основе матрицы показателей корреляции определяют t-статистики для параметров регрессии.

Коэффициенты интеркорреляции (т. е. корреляции между объясняющими переменными) позволяют исключать из модели дублирующие факторы. Считается, что две переменные явно коллинеарные, т. е. находятся между собой в линейной зависимости, если rx x 0,7.

i j Если факторы явно коллинеарны, то они дублируют друг друга и один из них рекомендуется исключить из регрессии. Предпочтение при этом отдается тому фактору, который при достаточно тесной связи с результатом имеет наименьшую тесноту связи с другими факторами. В этом требовании проявляется специфика множественной регрессии как метода исследования комплексного воздействия факторов в условиях их независимости друг от друга.

Пусть, например, при изучении зависимости y = f (х, z, v) матрица парных коэффициентов корреляции оказалась следующей:

y x z v y x 0,85 z 0,75 0,8 v 0,5 0,4 0,3 Очевидно, что факторы х и z дублируют друг друга. В анализ целесообразно включить фактор z, а не х, хотя корреляция z с результатом у слабее, чем корреляция фактора х (ryz < ryx), но зато слабее межфакторная корреляция между z и v (rzv < rxv). Поэтому в данном случае в уравнение множественной регрессии включаются факторы z, v.

Наибольшие трудности в использовании аппарата множественной регрессии возникают при наличии мультиколлинеарности факторов, когда более чем два фактора связаны между собой линейной зависимостью, т. е. имеет место совокупное воздействие факторов друг на друга.

Для оценки мультиколлинеарности факторов может использоваться определитель матрицы парных коэффициентов корреляции rx x между факторами.

i j В случае трех факторов определитель имеет вид rx x1 rx x1 rx x1 2 Det R = rx x2 rx x2 rx x2.

1 2 rx x3 rx x3 rx x1 2 Чем ближе к нулю определитель матрицы межфакторной корреляции, тем сильнее мультиколлинеарность факторов и ненадежнее результаты множественной регрессии. И, наоборот, чем ближе к единице определитель матрицы межфакторной корреляции, тем меньше мультиколлинеарность факторов.

Оценка значимости мультиколлинеарности факторов может быть проведена методом испытания гипотезы о независимости переменных H0 : Det R = 1.

n Доказано, что величина - 1 - (2m + 5) lg DetR имеет приближенное рас пределение c n(n - 1) степени свободы. Если фактическое значение 2 превосходит табличное (критическое) факт >, то гипотеза Н0 отклотабл(df,a) няется. Это означает, что Det R 1, недиагональные ненулевые коэффициенты корреляции указывают на коллинеарность факторов. Мультиколлинеарность считается доказанной.

Через коэффициенты множественной детерминации можно найти переменные, ответственные за мультиколлинеарность факторов. Для этого в качестве зависимой переменной рассматривается каждый из факторов. Чем ближе значение коэффициента множественной детерминации к единице, тем сильнее проявляется мультиколлинеарность факторов. Сравнивая между собой коэффициенты множественной детерминации факторов 2 ( Rx |x2 x3...x ;Rx |x1x3...x и т. п.), 1 p 2 p можно выделить переменные, ответственные за мультиколлинеарность, следовательно, можно решать проблему отбора факторов, оставляя в уравнении факторы с минимальной величиной коэффициента множественной детерминации.

Существует ряд подходов преодоления сильной межфакторной корреляции:

– исключение из модели одного или нескольких факторов;

– преобразование факторов, при котором уменьшается корреляция между ними. Например, переходят от исходных переменных к их линейным комбинациям, не коррелированным друг с другом (метод главных компонент). При построении модели на основе рядов динамики переходят от первоначальных данных к первым разностям уровней yt = yt - yt -1, чтобы исключить влияние тенденции;

– переход к совмещенным уравнениям регрессии, т. е. к уравнениям, которые отражают не только влияние факторов, но и их взаимодействие. Так, если y = f(x1, x2, x3), то возможно построение следующего совмещенного уравнения:

y = a + b1 x1 + b2 x2 + b3 x3 + b12 x1 x2 + b13 x1 x3 + b23 x2 x3 +.

Рассматриваемое уравнение включает взаимодействие первого порядка (взаимодействие двух факторов). Часть этих взаимодействий могут оказаться несущественными, поэтому нецелесообразно полное включение в модель взаимодействий всех факторов. Так, если анализ совмещенного уравнения показал значимость только взаимодействия факторов х1 и x3, то уравнение будет иметь вид y = a + b1 x1 + b2 x2 + b3 x3 + b13 x1 x3 +.

После исключения коллинеарных факторов осуществляется процедура отбора факторов, наиболее влияющих на изменение результативного признака (факторов, включаемых в регрессию). Подходы к отбору факторов на основе показателей корреляции могут быть разные.

Наиболее широкое применение получили следующие методы построения уравнения множественной регрессии:

• метод исключения;

• метод включения;

• шаговый регрессионный анализ.

Каждый из этих методов по-своему решает проблему отбора факторов, давая в целом близкие результаты – отсев факторов из полного его набора (метод исключения), дополнительное введение фактора (метод включения), исключение ранее введенного фактора (шаговый регрессионный анализ).

В процедуре отсева факторов наиболее широко используется матрица частных коэффициентов корреляции (см. п. 2.7).

При отборе факторов рекомендуется, кроме всего прочего, пользоваться следующим правилом: число включаемых факторов должно быть в 6–7 раз меньше объема совокупности, по которой строится регрессия.

2.3. Выбор формы уравнения регрессии Как и в парной зависимости, возможны разные виды уравнений множественной регрессии: линейные и нелинейные.

Ввиду четкой интерпретации параметров наиболее широко используются линейная и степенная функции.

В уравнении линейной множественной регрессии x = a + b1 x1 + b2 x2 +... + bp xp (2.1) параметры при хi называются коэффициентами «чистой» регрессии. Они характеризуют среднее изменение результата с изменением соответствующего фактора на единицу при неизмененном значении других факторов, закрепленных на среднем уровне.

Предположим, например, что зависимость расходов на продукты питания по совокупности семей характеризуется следующим уравнением:

x = 0,5 + 0,35 x1 + 0,73 x2, где у – расходы семьи за месяц на продукты питания, тыс. руб.;

х1 – месячный доход на одного члена семьи, тыс. руб.;

х2 – размер семьи, человек.

Анализ данного уравнения позволяет сделать выводы – с ростом дохода на одного члена семьи на 1 тыс. руб. расходы на питание возрастут в среднем на 350 руб. при том же среднем размере семьи. Иными словами, 35 % дополнительных семейных расходов тратится на питание. Увеличение размера семьи при тех же ее доходах предполагает дополнительный рост расходов на питание на 730 руб. Параметр а не подлежит экономической интерпретации.

В уравнении степенной функции bp b1 bx = a x1 x2... x (2.2) p коэффициенты bj являются коэффициентами эластичности. Они показывают, на сколько процентов изменяется в среднем результат с изменением соответствующего фактора на 1 % при неизменности действия других факторов. Этот вид уравнения регрессии получил наибольшее распространение в производственных функциях, в исследованиях спроса и потребления.

Предположим, что при исследовании спроса на мясо получено уравнение x1,-2,63 x = 0,82 x1 x1,11 или x = 0,82, 2,xгде у – количество спрашиваемого мяса; x1 – цена; x2 – доход.

Следовательно, рост цен на 1 % при том же доходе вызывает снижение спроса в среднем на 2,63 %. Увеличение дохода на 1 % обусловливает при неизменных ценах рост спроса на 1,11 %.

В производственных функциях вида bm 1 P = a F1b F2b... Fm, где Р – количество продукта, изготавливаемого с помощью m производственных факторов (F1, F2, …, Fm), параметры bi характеризуют эластичность количества продукции по отношению к количеству соответствующего производственного фактора.

Экономический смысл имеют не только коэффициенты bi каждого фактора, но и их сумма, т. е. сумма эластичностей: B = b1 + b2 + … + bm. Эта величина фиксирует обобщенную характеристику эластичности производства.

Для построения уравнения множественной регрессии чаще всего используются следующие функции:

y = a + b1 x1 + b2 x2 +... + b x + ;

• линейная – p p b1 b2 bp • степенная – y = a x1 x2... xp ;

y = ea+b1x1+b2 x2 +...+bp xp + ;

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 10 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.