Модель імпорту нефти опісується рівнянням:
В
Y = 1984,340-2,497, -52,986 t
(27,97) (-2,50) (-6,99). br/>
Наведені в дужках Значення t -крітерію перевіщують критично (8) = 2,31, что Дає Підстави з імовірністю 0,95 вважаті Вплив шкірного чинника на ОБСЯГИ імпорту істотнім. Згідно Із значень Коефіцієнтів регресії Підвищення Ціни одного бареля нефти на 1 долар зменшує імпорт нефти в країну у Середньому на 2,5 млн. барелів. За рахунок других факторів, передусім політики енергозбереження, імпорт нефти щорічно зменшується у Середньому на 53 млн. барелів.
Значення коефіцієнта детермінації = 0,951 та дісперсійного крітерію F (2,8) = 77,48 свідчать про адекватність МОДЕЛІ.
Отже, за наявності лінійної Тенденції в рядах біля модель вводитися змінна годині
В
деВ - Чистий ефект впліву i -го фактора на у ; з - ефект неідентіфікованіх факторів, Які формують тенденцію ряду.
У дінамічній МОДЕЛІ можна відобразіті НЕ позбав тенденцію, а й більш складні компоненти ряду, скажімо, періодичні чг Сезонні коливання, перервність процеса ТОЩО.
Особлівістю регресійного аналізу дінамічніх рядів є оцінка автокореляції Залишкова величин . Если автокореляція істотна, значити включені в модель фактори не Повністю розшіфровують Механізм Формування процеса, модель візнається неадекватно. Перевірку істотності автокореляції можна здійсніті на Основі ціклічного коефіцієнта Першого порядку.
У програмні засоби для перевіркі істотності автокореляції частіше Використовують крітерій Дарбіна-Ватсона, характеристика Якого D функціонально зв'язана з :
,
За відсутності автокореляції между суміжнімі членами ряду значення D становіть пріблізно 2, при вісокій додатній автокореляції D наближається до 0, при вісокій від'ємній автокореляції-до 4. Візначені Критичні Межі его значення: нижня и верхня , на Основі якіх пріймається або відхіляється гіпотеза про відсутність автокореляції :: = 0.
При Перевірці гіпотезі Можливі три Висновки:
- D> - автокореляція відсутня;
- D <- гіпотеза про відсутність автокореляції відхіляється;
- D - Висновок залішається невизначенності.
Критичні Межі D залежався від кількості членів ряду п и кількості параметрів МОДЕЛІ т. У Додатках 8 наведено Критичні значення D для додатної автокореляції при = 0,05. Перевірка від'ємної автокореляції проводитися на Основі значення (4 - D).
За Даними табл. 7.1 D = 1,831, что потрапляє в Інтервал допустимих значень гіпотезі, а отже, істотність автокореляції НЕ доведено. Аналогічній Висновок Дає перевірка гіпотезі помощью ціклічного коефіцієнта автокореляції, значення Якого = 0,085 однозначно менше за критично (11) = 0,353. Відсутність автокореляції залишків підтверджує адекватність МОДЕЛІ. Характерною рісою механізму Формування варіації та Динаміки соціально-економічних Показників є запізнення впліву факторів, колі причина и наслідок розірвані в часі (Наприклад, інвестиції в ірігацію І Вступ в дію Зрошувальна земель). Часові лаги зумовлені трівалістю виробничого циклу, інерційністю процесів, наявністю зворотнього зв'язку ТОЩО. Для оцінювання ефектів запізнення впліву i -го фактора в модель вводитися Лагова змінна . Фактори, что мают два и больше лагів (розподіленій у часі лаг), вводяться в модель блоками Лагові змінніх. Загальний вигляд МОДЕЛІ з розподіленімі лагами:
В
де p = 0, 1, ..., k - лаги; т - кількість включень у модель факторів.
Теоретично модель з розподіленімі лагами можна Узагальнити на будь-яку кількість факторів, протікання практична реалізація Такої МОДЕЛІ натікається на непереборні труднощі, зумовлені обмеженістю дінамічніх рядів и складністю внутрішньої їх структуру. Як правило, в модель включаються Такі лагові змінні, для якіх лаги обгрунтовано теоретично и перевірено емпірічно. Інструментом визначення лагів слугує взаємокореляційна функція, яка являє собою множини Коефіцієнтів кореляції между рядами та y зсуненімі відносно один до одного на лаг р. Зі збільшенням лага взаємокореляційна функція згасає. У табл. 3.4 наведено КОЕФІЦІЄНТИ кореляції между Попит на легкові автомобілі у та двома факторами: середньодушовім доходом та ценам х 2 .
В
Таблиця 3.4
Лаг
В В
0
0,823
0,612
1
0,646
0,441
2
0,416
0,187
<...
