Etap II i IIIA - v11.pdf
(
93 KB
)
Pobierz
<!DOCTYPE html PUBLIC "-//W3C//DTD HTML 4.01//EN" "http://www.w3.org/TR/html4/strict.dtd">
Metoda Najmniejszych Kwadratów w przypadku
k
zmiennych
niezale
Ň
nych czyli estymacja
k-
wymiarowych modeli regresji
Model:
Y =
b
1
X
1
+
b
2
X
2
+ ...+
b
k
X
k
+
Z
Y
X
1
X
2
…
X
k
Zmienne w modelu:
y
1
x
11
x
12
…
x
1
k
pierwsza obserwacja:
y
2
x
21
x
22
…
x
2
k
druga obserwacja:
trzecia obserwacja:
y
3
x
31
x
32
…
x
3
k
…
y
n
x
n
1
x
n
2
…
x
nk
n
-ta obserwacja:
1
Model:
Y =
b
1
X
1
+
b
2
X
2
+ ...+
b
k
X
k
+
Z
Y
X
1
X
2
…
X
k
Zmienne w modelu:
y
1
x
11
x
12
…
x
1
k
y
2
x
21
x
22
…
x
2
k
y
3
x
31
x
32
…
x
3
k
X=
Y=
…
…
y
n
x
n
1
x
n
2
…
x
nk
Wektor obserwacji
zmiennej wyja
Ļ
nianej
Macierz obserwacji
zmiennych obja
Ļ
niaj
Ģ
cych
Model mo
Ň
emy teraz zapisa
ę
w postaci :
Y=X
b +
Z
gdzie
y
1
x
11
x
12
…
x
1
k
Z
1
Z
2
b
1
b
2
y
2
x
21
x
22
…
x
2
k
…
Y=
b
=
Z
=
X=
…
…
b
k
Z
n
y
n
x
n
1
x
n
2
…
x
nk
2
Estymator MNK istnieje, gdy rz
Ģ
d macierzy
X
jest równy
k
i wyra
Ň
a si
ħ
wtedy wzorem:
b
1
b
2
=
b
= (
X
T
X
)
-1
X
T
Y
…
b
k
…
tzn.
b
1
= b
1
b
2
= b
2
b
k
= b
k
Twierdzenie Gaussa-Markowa
(Zało
Ň
enia do Metody Najmniejszych Kwadratów)
Je
Ň
eli
- model jest liniowy wzgl
ħ
dem poszczególnych zmiennych
obja
Ļ
niaj
Ģ
cych
- zmienne obja
Ļ
niaj
Ģ
ce s
Ģ
deterministyczne
- warto
Ļę
oczekiwana składnika losowego jest równa
zero
,
jego wariancja jest
sko
ı
czona
to
otrzymany na podstawie
próby prostej
estymator najmniejszych
kwadratów
b
= (
X
T
X
)
-1
X
T
Y
jest estymatorem nieobci
ĢŇ
onym o minimalnej wariancji w
Ļ
ród wszystkich
liniowych estymatorów wektora współczynników
b
w modelu
Y=X
b+
Z
Je
Ļ
li zakłocenia modelu maj
Ģ
rozkład normalny, to estymator MNK jest
efektywny w klasie
wszystkich
estymatorów wektora współczynników modelu.
Uwaga
Liniowych, tzn postaci
g =
A
Y
.
Ponadto jest to estymator zgodny.
Uwaga o zało
Ň
eniach
3
Wska
Ņ
niki jako
Ļ
ci modelu:
Etap III A
SKR
1.
2
R
= 1
−
SKW
n
Ã
=
gdzie
2
SKW
=
(
Y
−
Y
)
i
i
1
Bardzo popularny (za bardzo?)
Mo
Ň
na go stosowa
ę
tylko dla modelu z wyrazem wolnym!
Komentarz
.
SKR
2.
2
S
Z
=
n
−
k
Tw.
Powy
Ň
szy estymator wariancji składnika losowego jest nieobci
ĢŇ
ony
Uwaga:
S
Z
nazywany jest cz
ħ
sto standardowym bł
ħ
dem modelu
A tak naprawd
ħ
, czym jest
S
Z
?
Etap III A
Wska
Ņ
niki jako
Ļ
ci modelu:
S
V
=
Z
3.
__
Y
S
i
=
S
A
4.
i=
1,…,
k
gdzie
A
=(
X
T
X
)
-1
b
Z
ii
5. Skorygowany współczynnik determinacji
n
−
1
R
2
=
1
−
(
−
R
2
)
n
−
k
Wska
Ņ
nik ten wykorzystujemy przy
selekcji
modeli zbudowanych
w oparciu o ró
Ň
ne układy zmiennych obja
Ļ
niaj
Ģ
cych
4
Przykłady
Pierwszy z nich
Rzecz dzieje si
ħ
w 1986 roku. Dział marketingowy
ma za zadanie oszacowa
ę
wielko
Ļę
sprzeda
Ň
y swojej stali. Eksperci uznali,
Ň
e
decyduj
Ģ
cy wpływ na wielko
Ļę
tej sprzeda
Ň
y maj
Ģ
nast
ħ
puj
Ģ
ce czynniki: - stopie
ı
inflacji, - ró
Ň
nica
pomi
ħ
dzy cen
Ģ
tony stali korporacji a cen
Ģ
stali
importowanej (w $), - planowana wielko
Ļę
produkcji
rodzimego przemysłu motoryzacyjnego (w mln szt.). Oto
dane pochodz
Ģ
ce z ostatnich lat:
Allegheny Steel Corporation
SI
RC
PP
SP
SI
RC
PP
5
Plik z chomika:
przedmioty_ekonomiczne
Inne pliki z tego folderu:
MUZ_opis.pdf
(76 KB)
Metoda analogowa.doc
(533 KB)
Prognozowanie ekonomiczne wykłady na slajdach.doc
(19354 KB)
Ekonometria - Materiał.pdf
(181 KB)
skriny Gretla - calosc.pdf
(1258 KB)
Inne foldery tego chomika:
dane
dodatki
filmy pozostałe
filmy YouTube PlusProjekt
programy
Zgłoś jeśli
naruszono regulamin