Bevezetés az ökonometriába - a Dougherty

Száma naponta elszívott cigaretták

Ábra. 9.2. Regresszió képviselő születési súly mértékben függ a függőség a dohányzás kismama

Például, az egyenletben (9.7) / -statistics az együttható fiktív sósav változó 1.23. Így jelentéktelen tényező nullától különbözik, ami azt jelenti, hogy a váltás a regressziós egyenesek az első születésűeket és de Tei született nem az első, nem jelentős. Ez azzal magyarázható, hogy a minta kis mérete. A hatás oka az a tény, hogy a gyermek - az elsőszülött (vagy nepervenets), úgy tűnik, csak a tendencia, és ez túl kicsi ahhoz, hogy azonosítsa a jelentősége egy mintát, amely csak 20 észrevételeket. Ha figyelembe vesszük a regressziós valós adatokon, uvi- homályos, hogy a / az-statisztika 4,58, ami azt jelzi, hogy egy igen jelentős elmozdulás valójában a regressziós egyenest.

példa vremennymryadom

Táblázat. 9.2 azt látjuk, hogy 1974-ben volt egy éles visszaesése raskho- sorban az autók. Ez történt az olajválság, és a csökkentés egyik eredménye. Ezt követően azonban a költségek az autók kezdtek jönni ismét növekedni. Ezért is feltételezzük, hogy a funkció a kereslet 1974-ben költözött le, ábrán látható. 9.3 ahol - a rendelkezésre álló személyi jövedelem - az autók és x kiadások.

Mi lehet kifejezni ezt matematikailag ellensúlyozta belép az egyenlet fiktív sósav D változó azáltal érték egyenlő nullával a 1963-1973 kétéves. és egy 1974-1982 év.:

Kiadások autók a 1963-1982 kétéves. (Bn. USD. A változatlan áron 1972)

Forrás: ugyanaz, mint a táblázatban. B. 1.

Az időszak 1963-1973 gg. amikor D = 0, Az egyenlet:

>> = <х + рх + и,

és az időszak 1974-1982 gg. ha D = 1:

5. faktor, egy dummy változó, természetesen negatív. Abban az esetben, a keresleti becslési funkció szerinti JC és táblázat y. B 1 és D értékeket, amelyek egy sor 11 nullák majd 9 egységek, PO- kapjuk:

Adj teljes értelmezése regresszió és töltse ki a megfelelő vizsgálati statisztikailag.

9.3. Ön meg fogja vizsgálni a kiadások közötti kapcsolatot a külföldi utazások, és a rendelkezésre álló személyi jövedelem Franciaország számára éves időszakra vonatkozó adatok 1966-1985 gg. Az 1982-1983 években. Francia kormány jelentősen korlátozzák a kihasználtsági arány a külföldi valuta erre a célra, annak érdekében, hogy csökkentsék a folyó fizetési mérleg hiánya. Magyarázza el, hogyan írnánk egy dummy változó hatékonyságának értékelése bevezetése ezeket a korlátozásokat.

9.2. Az általános eset

Az egyik módja egy ilyen vizsgálat, természetesen az lenne, hogy a modell:

y = a + p x x + p 2 Z + u,

ahol z - száma előző szülés. Azonban ez a modell belső abból a tényből ered, hogy a születési súly növekszik lineáris függvénye z, t. E. A folyamatos növekmény minden további korábbi generációk. És, hogy általában önmagában nem egyértelmű. Fiziológiai okokból nem lenne természetes, hogy feltételezzük, hogy a második vagy további szülés Bu FLS van egy viszonylag kis további hatása.

nullával egyenlő, és az egyenlet kapjuk:

y = 3373 - * 7,8 + 127 = 3500 * - 7,8h.

Jobb minőség egyenlet / Használt szabadsági fok

Megmagyarázhatatlan variancia / mennyiség maradék szabadsági fok

Ez oszlik 3 szabadsági fok és 959 meghaladja a kritikus, és értéke az f, egyenlő 5,42 szignifikancia szinten 0,1%.

újszülött tulajdonképpen csökkenti a magasabb számú korábbi születések, de nem jelentősen.

Csapdák alkalmazása dummy változók

Szezonális bábuk

A kutatók segítségével idősoros adatok, általában az emberek inkább évről-adat információt negyedévre, azon egyszerű oknál fogva, hogy ilyen módon kapnak 4-szer nagyobb észrevételeket a vizsgált időszak alatt. Néha azonban ez jelentős hatást gyakorol a CE zóna függőségi tényező. Ebben az esetben kívánatos, hogy közvetlenül vegye be atten-

Manie. Ha nem veszi figyelembe ezt a hatást, hozzájárul az elsődleges távú és véletlenszerű „zaj” az egyenletben, ami felesleges csökkenése hatékonyság értékelésének egyéb tényezők.

A fogyasztói kiadások a gáz- és villamosenergia az Egyesült Államokban (mrd. USD. Változatlan áron 1972.; Szezonálisan nem igazított)

Táblázat. 9.4 bemutatja a fogyasztói kiadások a gáz- és villamosenergia az USA-ban

változatlan áron az I. negyedévben 1977 IV negyedévben 1982 jébe hivatkozni negyedévben a római számokkal I-IV. Ez jellemzi a kisszámú emelkedés és a CE erős zonális változatai. Ahogy az várható volt, a költségek az ilyen mindig jelentősen magasabb, télen, mint nyáron.

y = a p + / + b 2 2 + D május 3 Z> 3 + b 4 D 4 + u,

2. D ahol D 3 és D 4 - dummy változók kialakítva meghatározva következő módon: b 2 egyenlő eggyel, ha az a megfigyelés képezi, hogy a II negyede, és nullával; /) 3 egyenlő egy negyed III és nullával; 4 D IV egyenlő egy blokkban, és nullával.

A teljes készlet megfigyelések a földgáz és a villamos energia költségei, dan- nye idő és dummy változók táblázatban mutatjuk be. 9.5. Felmérése rendsze ressionnuyu függés időt és költségeket dummy változók, Po kapjuk:

y = 7,50 + 0,030 / - 2,78D 2 -2,58Z) 3 - 2,19Z> 4;

Egyenlet (9,28) lehet grafikusan szemlélteti (ábra. 9.4). (Sledu- kell jegyezni, hogy ebben a konkrét esetben az ideiglenes nem szignifikáns trend, hogy a vonalak közel vízszintes.)

Ha szükséges, lehet használni a becsült regressziós becslést kaphatunk Ki szezonális ingadozást minden negyedévben. Egyenlet (9,28) ad négy különböző regressziós vonal. Átlagolja, megkapjuk:

A távolság a különálló regressziós vonal minden egyes blokk és az átlagolási nennoy vonal, amely képviseli a különbség a konstans tag értékek