WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 20 |

и она только двухпараметрическая, так что модель стремя свободными параметрами является болеегибкой. Но, вместе с тем, трехпараметрическая модельуже не линеаризуется, ипараметры приходится оценивать, используя итерационную процедурупоследовательного уменьшения суммы квадратов

(Конечно, впредположении аддитивности ошибок.) «Стартовые»значения параметров в этой процедуре можно взять близкими к оценкам,полученным при оценивании предыдущей модели, например,, а стартовоезначение можно положить равным.

Реализация итерационной процедуры приводит кследующим оценкам параметров:

при этом,. Оцененная модель имеетвид

На следующей диаграмме показаны наблюдаемыезначения переменной INF (INFtrue) и значения(INFmodel), получаемые пооцененной модели.

Подобранная модель показывает, чтоэкспансионистские экономические мероприятия первоначально обеспечивают снижениенормы безработицы и реальный экономический рост при умеренной инфляции. Однако,удержать норму безработицы ниже ее естественного значения в течениепродолжительного времени можно лишь за счет постоянно ускоряющегося темпаинфляции. К окончанию срока пребывания у власти Линдона Джонсона темп инфляцииначал стремительно возрастать, что потребовало смены экономическойполитики.

Соответственно, наблюдать кривые Филлипса вуказанном виде удается только на краткосрочныхинтервалах.

1.12. ЛИНЕЙНЫЕ МОДЕЛИ С НЕСКОЛЬКИМИ
ОБЪЯСНЯЮЩИМИПЕРЕМЕННЫМИ

Рассмотрим статистические данные опотреблении текстиля (текстильных изделий) в Голландии в период между двумямировыми войнами с 1923 по 1939 годы. В приведенной ниже таблице T — реальное потребление текстиля на душу населения, DPI — реальный располагаемый доход на душу населения, P —относительная цена текстиля. Все показатели выражены виндексной форме, в процентах к 1925 году.

Год

T

DPI

p

Год

T

DPI

p

1923

99.2

96.7

101.0

1932

153.6

105.3

65.4

1924

99.0

98.1

100.1

1933

158.5

101.7

61.3

1925

100.0

100.0

100.0

1934

140.6

95.4

62.5

1926

111.6

104.9

90.6

1935

136.2

96.4

63.6

1927

122.2

104.9

86.5

1936

168.0

97.6

52.6

1928

117.6

109.5

89.7

1937

154.3

102.4

59.7

1929

121.1

110.8

90.6

1938

149.0

101.6

59.5

1930

136.0

112.3

82.8

1939

165.5

103.8

61.3

1931

154.2

109.3

70.1

Для объяснения изменчивости потреблениятекстиля в указанном периоде мы можем привлечь в качестве объясняющейпеременной как располагаемый доход DPI, так и относительную цену на текстильные изделия P. Если исходить из предположения опостоянстве эластичностейпотребления текстиля по доходу и цене, то тогда следует подбирать линейныемодели для логарифмовиндексов, а не для самих индексов. Подбор таких моделей методом наименьшихквадратов приводит к следующим результатам (использовались десятичныелогарифмы):

Вторая модель, несомненно, лучше описывает наблюдаемую динамикупотребления текстиля. Однако, естественно возникает вопрос о том, нельзя ли дляобъяснения изменчивости переменной Т использовать одновременно ирасполагаемый доход и относительную цену текстиля,улучшит ли это объяснение изменчивости потребления текстиля.

Чтобы привлечь для объяснения изменчивостипотребления текстиля обе переменные DPI и T, мырассматриваем модель линейной связилогарифмов этих величин

и соответствующую ей модель наблюдений

Оценки параметров можно опять находить методом наименьших квадратов, путемминимизации по всем возможным значениямсуммы квадратов

Минимум этой суммы достигается на некоторомнаборе так что

Это минимальное значение мы опятьобозначаем

и называем остаточной суммойквадратов.

Коэффициент детерминации определяется, как ив модели связи между двумя переменными:

Здесь

где

При этом,

где

так что

(и опять, разложение справедливо только при включении постоянной составляющей в правую часть соотношения,определяющего линейную модель связи). При этом также

т. е. коффициент детерминации равен квадрату(обычного) выборочного коэффициента корреляции между переменными и

Разности

называются остатками.

По поводу получения явных выражений дляоценок наименьших квадратов мы поговорим несколько позднее, а сейчас простоприведем результаты оценивания для нашего примера:

Мы видим, что в результате привлечения дляобъяснения изменчивости потребления текстиля сразудвух показателейи произошло заметное увеличение коэффициента детерминации посравнению с лучшей из двух моделей, использовавших только один показатель— отзначения до значения.

Коэффициентв подобранной модели связи интерпретируется здесь какэластичность потреблениятекстиля по доходупри неизменном значении относительнойцены на текстиль, акоэффициент — какэластичность потреблениятекстиля по относительным ценам при неизменном уровнедохода. Такие значения коэффициентов говорят в пользутого, что потребление текстиля эластично подоходам и неэластично поценам. Вопрос о том, в какой степени можно доверятьподобным заключениям, мы рассмотрим далее в контексте вероятностных моделей.

ЧАСТЬ 2. СТАТИСТИЧЕСКИЕ ВЫВОДЫ ПРИСТАНДАРТНЫХ ПРЕДПОЛОЖЕНИЯХ
О ВЕРОЯТНОСТНОЙ СТРУКТУРЕ ОШИБОК В ЛИНЕЙНОЙ МОДЕЛИНАБЛЮДЕНИЙ

2.1. ВЕРОЯТНОСТНОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕОШИБОК

Мы уже неоднократно сталкивались с вопросомо том, сколь существенно величина коэффициента корреляции (детерминации) должнаотличаться от нуля, чтобы можно было говорить о действительно существующейлинейной связи между исследуемыми переменными.

Если оцененное значение эластичностипотребления некоторого товара оказалось несколько больше единицы, то возникаетвопрос о том, сколь надежным является заключение о том, что потребление этоготовара эластично по ценам.

Если мы будем использовать подобраннуюпрямую

для прогнозирования значений дляновых наблюдений, t= n+1,...,n+k, то сколь надежными будут такие прогнозы

Если у нас нет теоретических (экономических) основанийдля выбора между моделью в уровнях переменных и моделью в логарифмах уровней,то как выбрать одну из этих моделей на основании одних тольконаблюдений

Ответы на эти и другие подобные вопросыневозможны, если мы не сделаем некоторых более или менее подробных предположений о структуре последовательности ошибок, участвующих в определении модели наблюдений

Базовая, инаиболее простая модель для последовательности предполагает,что — независимые случайные величины, имеющие одинаковое распределение(i. i. d. — independent, identicallydistributed random variables).

Для нас (пока!)достаточно представлять случайную величинукак переменнуювеличину, такую, что до наблюдения ее значения невозможно предсказать это значение абсолютно точно, и, в то же время, для любого,, определена вероятность

того, что наблюдаемое значениепеременной непревзойдет ;.Функция, называетсяфункцией распределенияслучайной величины(c. d. f. — cumulative distribution function).

Говоря об ошибках как ослучайных величинах, мы, соответственно, понимаемуказанную линейную модель наблюдений таким образом, что

а) существует (теоретическая, объективнаяили в виде тенденции) линейная зависимость значений переменной отзначений переменной свполне определенными, хотя обычно и не известными исследователю, значениямипараметров и;

б) эта линейная связь для реальныхстатистических данных не являетсястрогой: наблюдаемые значенияпеременной отклоняются от значений, указываемыхмоделью линейной связи

в) при заданных (известных)значениях конкретные значения отклонений

не могут быть точнопредсказаны до наблюдения значений даже еслизначения параметров и известныточно;

г) для каждого, определена вероятность того, что наблюдаемое значение отклоненияне превзойдет, причем эта вероятность независит от номера наблюдения;

д) вероятность того, что наблюдаемоезначение отклонения в i-м наблюдении непревзойдет, не зависит от того, какие именнозначения принимают отклонения в остальныхнаблюдениях.

В дальнейшем, говоря о той или инойслучайной величине, мы будем предполагатьсуществование функции, принимающей только неотрицательные значения и такой,что

1) площадь подкривой

в прямоугольной системе координат(точнее, площадь, ограниченная сверху этой кривой и снизу — горизонтальной осью )равна,

2) для любойпары значенийс, вероятность

численно равна площади, ограниченной снизу осью,сверху — кривой,слева — вертикальнойпрямой, справа —вертикальной прямой (т. е. равна части площадипод кривой, расположенной между точками и ).

3) для любого, вероятность того, чтонаблюдаемое значение не превзойдет, равна площади, ограниченной снизу осью, сверху — кривой и справа— вертикальной прямой, т. е. равна части площади под кривой, расположеннойлевее точки.

Заметим, что при этом выполняется следующееважное соотношение:

(Действительно, вероятность численноравна части площади под кривой, расположенной левееточки, а эта часть складывается из части площади подкривой, расположенной левее точки и части площади под кривой, расположенной между точками и, так что

откуда и следует заявленное соотношение.)Кроме того,

(Действительно,

поскольку слева складываются части площадипод кривой, расположенные, соответственно, левее и правее точки, так что в сумме онисоставляют всю площадь подэтой кривой, а вся площадь под кривой как раз и равна 1.)

Функция связана с функциейраспределения случайной величины соотношениями

и называется функцией плотности вероятностислучайной величины(p.d.f. — probability density function). Длякраткости, мы часто будем говорить о функции как о функции плотности или о плотности распределения случайнойвеличины.

Возьмем два непересекающихся интервалазначений переменной : и. Рассмотрим два варианта распределениявероятности случайной величины : равномерноераспределение наотрезке и треугольноераспределение на том же отрезке. Графики функцийплотности для этих двух вариантов имеют следующий вид:

Площади заштрихованных прямоугольников напервом графике численноравны вероятностям того, что случайная величина, имеющая равномерное распределение на отрезке,примет значения в пределах и, соответственно. Поскольку основания ивысоты этих прямоугольников равны, то равны и их площади, т.е. равны указанныевероятности.

Площади заштрихованных трапеций навтором графике численноравны вероятностям того, что случайная величина, имеющая треугольное распределение на отрезке,примет значения в пределах и, соответственно. Высоты этих трапецийравны, однако стороны трапеции, расположенной правее, больше сторон трапеции,расположенной левее. Поэтому и площадь трапеции, расположенной правее, большеплощади трапеции, расположенной левее. А это означает, в свою очередь, чтовероятность того, что случайная величина, имеющая треугольное распределение наотрезке, примет значения в пределах, больше вероятности того, что этаслучайная величина примет значения в пределах.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 20 |



© 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.