Функция личного потребления в Украине на основании ежеквартальных данных 2006-2011 гг. - Экономика и экономическая теория курсовая работа
Главная
Экономика и экономическая теория
Функция личного потребления в Украине на основании ежеквартальных данных 2006-2011 гг.
Сбор статистической информации для моделирования функции личного потребления в Украине. Классификация по структуре дохода. Кейнсианская экономическая теория. Теория жизненного цикла. Гипотеза перманентного дохода. Гипотеза межвременного выбора Фишера.
посмотреть текст работы
скачать работу можно здесь
полная информация о работе
весь список подобных работ
Нужна помощь с учёбой? Наши эксперты готовы помочь!
Нажимая на кнопку, вы соглашаетесь с
политикой обработки персональных данных
Студенты, аспиранты, молодые ученые, использующие базу знаний в своей учебе и работе, будут вам очень благодарны.
личное потребление украина кейнсианский
Е) Микроэкономическая модель межвременного выбора Фишера (ставка процента, размер текущего и ожидаемого дохода).
Далее рассмотрю модели потребления подробнее.
Для экспресс-оценки качества построенной модели выдвигаем такие гипотезы:
Н 0 - фактор в 0 значим, он оказывает линейное воздействие на Y
Н 0 - фактор в 1 значим, он оказывает линейное воздействие на Y
Н 0 - фактор в 2 значим, он оказывает линейное воздействие на Y
Н 0 - фактор в 3 значим, он оказывает линейное воздействие на Y
5) Проверка статистических гипотез (t stat и t krit):
Н 0 - принимаем гипотезу о существовании линейной зависимости между факторными признаками и результирующей переменной
Н 1 - принимаем альтернативную гипотезу
Н 0 - принимаем гипотезу о том, что адекватно описывает изменения исходного Y при изменении факторов, включенных в модель
Н 1 - принимаем альтернативную гипотезу о том, что модель не адекватна.
Экспресс-оценка качества построенной модели:
|T emp b 0 | T tabl, то принимаем гипотезу Н 0
|T emp b 2 | F krit, принимаем гипотезу Н 0 , модель адекватна
R 2 > 0,95, существует сильная линейная взаимосвязь между факторами
R>0,7-сильная взаимосвязь между факторами и Y
R 2 scor < R 2 , означает что в модель включены важные факторы
Ошибка аппроксимации составила 2,931379 %.
1) b 0 показывает теоретическое значение Y при х 1 =х 2 =0;
2) b 1, b 2 ,b 3 показывают, на сколько изменится Y (в единицах измерения Y), при изменении факторов хi на 1 ед. (в единицах измерения х). В случае, если в i >0, то изменение хi и Y однонаправленные, а если в i <0 - разнонаправленные.
Поскольку в данной модели все значения в i , положительные. То при увеличении факторных признаков среднее значение результирующей переменой Y возрастает. В случае изучения потребления населения, то фактор в 1 показывает, на сколько изменится потребление населения, млн. грн., при изменении фактора располагаемого дохода населения на 1 млн. грн.
Фактор в 2 показывает, на сколько млн. грн. изменится потребление населения при изменении фактора сбережения населения на 1 млн. грн. Фактор в 3 показывает, на сколько млн. грн. изменится потребление населения при изменении индекса инфляции на 1%. [1]
Рассчитаю, коэффициенты эластичности:
Таким образом, при изменении х 1 на 1% У изменится на 0,954932445%.
Таким образом, при изменении х 2 на 1% У изменится на 0,001283175%.
Таким образом, при изменении х 3 на 1% У изменится на 1,642047594 %.
Зная коэффициенты эластичности, можно сказать, что на У в большей мере воздействует 3 фактор (уровень инфляции), так как |е3|> |е1|> |е2|.
Доверительные интервалы для в 1, в 2, в 3 :
С вероятностью 95% можно сказать, что истинные значения коэффициентов регрессии в i лежат в данных пределах.
Проверяем факторы на наличие мультиколлинеарности:
Согласно гипотезам: Н 0 - между переменными отсутствует мультиколлинеарность; Н 1 - переменные модели множественной регрессии высококоррелированы.
Для этого построим матрицу коэффициентов парной корреляции между факторами:
Для проверки гипотез рассчитывается эмпирическое значение критерия ч 2 :
где - определитель матрицы R - матрицы парных коэффициентов корреляции; |R| = 0,616386896, ln|R| = - 0,48388043;
n - число наблюдений, по которым построена модель регрессии, n = 23;
k - количество регрессоров с учетом константы в модели регрессии, k=4.
Табличное значение статистики ч 2 :
Так как условие не выполняется, то принимает гипотезу Н 1 , т.е. мультиколлинеарность присутствует.
Мероприятия по устранению мультиколлинеарности будут основываться на технике преобразования модели. Для модели множественной регрессии вида, для которой сделан вывод о наличии корреляции между объясняющими переменными х 1 х 2 и х 3, следует перейти к оценке МНК параметров другой модели: , где объясняющие переменные , и уже не коррелированны [3].
Выполнив преобразование, были получены новые оценки (Таблица 2.5.), выполнена Экспресс-оценка качества построенной модели без мультиколлинеарности (Таблица 2.6.), и по этим оценкам была построена модель (Рис.2.5.) Т.о. были получены новые оценки:
Экспресс-оценка качества построенной модели:
|T emp b 0 | T tabl, то принимаем гипотезу Н 0
|T emp b 2 | F krit, принимаем гипотезу Н 0 , модель адекватна
R>0,7-сильная взаимосвязь между факторами и Y
R 2 scor < R 2 , означает что в модель включены важные факторы
R 2 > 0,95, существует сильная линейная взаимосвязь между факторами
Ошибка аппроксимации модели без мультиколлинеарности составила:
Рис.2.5 Сравнение результатов моделирования с исходными данными
При анализе модели на гетероскедастичность, используем графический метод.
Рис.2.6 Проявление систематических изменений между значениями факторной переменной Х 1 и значениями e t 2
Рис.2.7 Проявление систематических изменений между значениями факторной переменной Х 2 и значениями e t 2
Рис.2.8 Проявление систематических изменений между значениями факторной переменной Х 3 и значениями e t 2
Для модели необходимо найти остатки e t . Чтобы выявить зависимость дисперсии остатков от значений факторных переменных, необходимо оценить зависимость e t 2 от всех возможных комбинаций факторных переменных.
Тест Уайта для построенной модели показал, что гетероскедастичность присутствует, так как F emp >F krit (F krit = 2,809996, F emp = 6,277245). Для устранения гетероскедастичность был использован метод взвешенных наименьших квадратов, суть которого состоит в том, что необходимо разделить каждое наблюдаемое значение переменных модели на соответствующее ему значение стандартного отклонения. Значение стандартного отклонения берут, основываясь на модельном значении дисперсии из теста Уайта (), то есть стандартное отклонение принимают равным . Тем самым наблюдениям с наименьшими дисперсиями придаются наибольшие "веса", а с максимальными дисперсиями - наименьшие "веса". Так, в случае наличия гетероскедастичности в модели множественной регрессии вида МНК применяют для преобразованных значений . [1]
Ошибка аппроксимации модели без гетероскедастичности составила 3,441759378 %.
Рис.2.9 Сравнение результатов моделирования с исходными данными
Для обнаружения автокорреляции остатков используем критерий знаков и критерий Дарвина-Уотсона.
Результаты, полученные с помощью критерия знаков (таблица 2.8.)
Поскольку, V emp > V stat, a T emp < T stat , то принимается гипотеза об отсутствии автокорреляции остатков. [3]
Проверка наличия автокорреляции с помощью критерия Дарвина-Уотсона, для уровня значимости 0,05 и 0,01. Для того чтобы проанализировать автокорреляцию случайных отклонений используют -статистику, коэффициент Дарбина-Уотсона (DW), который рассчитывается по формуле:
Рис.2.10. Зоны автокорреляционной связи по критерию Дарбина-Уотсона
Полученные результаты при уровне значимости 0,05:
Отсюда можно сделать вывод, что =1,348834 попадает в зону неопределенности интервал [d L ; d U ] .
Полученные результаты при уровне значимости 0,01:
Отсюда можно сделать вывод, что =1,348834 попадает в интервал [d U ; 4-d U ] , т.е. автокорреляция отсутствует.
Для проверки модели на устойчивость, используем критерий Чоу. Для этого разбиваем выборку на 2 равных части, размер первой - 12 периодов, размер второй - 11 периода. При этом k=k 1 =k 2 =4.
Исходя из значений этих параметров, получим F emp . = 0, a F stat = 3. Поскольку, |F emp |< F stat , [3] то можно говорить об устойчивости модели во времени.
Тогда, итоговое уравнение множественной линейной корреляционно-регресионной модели имеет вид:
Степень влияния факторов можно оценить в натуральных и в процентных показателях.
При изменении факторного признака на 1ед, и при условии, что остальные факторы останутся неизменными, значения коэффициентов регрессии , показывают, насколько единиц изменится значение результирующей переменной . Значение параметра (свободный член уравнения регрессии) может интерпретироваться как средний уровень результативной переменной при нулевом значении факторных признаков.
Если коэффициент с положительным знаком, то это означает, что при увеличении факторного признака среднее значение результативной переменной увеличивается. Если отрицательным знаком, то при приуменьшении факторного признака среднее значение результативной переменной уменьшается.
В полученном уравнении коэффициент регрессии =77,82224 означает, что увеличение доходов на 1 млн. грн. в среднем приводит к увеличению потребления на 77,82224 млн. грн.
В полученном уравнении коэффициент регрессии = - 17,5328 означает, что увеличение сбережений населения на 1 млн. грн., в одно и то же время уровень потребления меньше - 17,5328 млн. грн. в 3 квартале 2011 года по сравнению с другими кварталами.
Чтобы оценить степень влияния факторов в процентных показателях используются коэффициенты эластичности.
Коэффициент эластичности, показывает на сколько % изменится при изменении соответствующего факторного признака на 1% при условии неизменности остальных факторов и рассчитывается по формуле:
где - оценки параметров, - средние значение по всем факторным признакам, - среднее значение результативной переменной [1].
Таким образом, при изменении х 1 на 1% У изменится на 97,01809 %.
Таким образом, при изменении х 2 на 1% У уменьшиться на 2,74209 %.
Зная коэффициенты эластичности, можно сказать, что на У в большей мере воздействует 1 фактор (располагаемый доход), так как > .
Для анализа построенной модели с учетом оцененных параметров используем методику экспресс-оценки.
|T emp b 0 | T tabl, то принимаем гипотезу Н 0
|T emp b 2 |>T tabl, то принимаем гипотезу Н 0
|T emp b 3 | F krit, принимаем гипотезу Н 0 , модель адекватна
R 2 > 0,95, существует сильная линейная взаимосвязь между факторами
R>0,7-сильная взаимосвязь между факторами и Y
R 2 scor < R 2 , означает что в модель включены важные факторы
Рис.3.1 Сравнение исходных и модельных значений
Доверительные интервалы для в 1, в 2 :
С вероятностью 95% можно сказать, что истинные значения коэффициентов регрессии в i лежат в данных пределах.
Таким образом, функция личного потребления зависит от располагаемого дохода населения и сбережений. Эти факторные признаки в значительной степени объясняют результирующую переменную, о чем может свидетельствовать значение коэффициентов эластичности, размер доверительных интервалов.
Прогноз, полученный подстановкой в уравнение регрессии ожидаемого значения параметра, является точечным.
Для получения точечного прогноза, используем встроенную функцию MS Excel ПРЕДСКАЗ.
В результате использования функции ПРЕДСКАЗ, были получены такие значения факторных признаков:
Подставив эти значения в уравнение регрессии, получим значение У= 300393,67 млн. грн.
Для получения интервального прогноза воспользуемся формулой:
20805989; 20805992]; Интервал ? достаточно узкий и это хорошо, поскольку для принятия решения требуется определенность, то есть узкий интервал. Хотя чем шире доверительный интервал, тем выше вероятность попадания в этот интервал значения прогнозируемого показателя. Теоретически, можно сделать доверительный интервал настолько широким, что вероятность попадания в него будет равна ста процентам. Однако ценность такого прогноза будет невысока.
Таким образом, функция личного потребления в Украине в 4 квартале 2011 года будет находится в интервале от 20805989 млн. грн. до 20805992 млн. грн.
1. Здрок В.В., Лагоцький Т.Я. Економетрія: Підручник. - К.: Знання. 2010, - 541с.
2. Круш П.В., Тульчинская С.А. Макроэкономика: Учебник. - К: Центр учебной литературы. 2005 г, - 400 с.
3. Материалы лекций по дисциплине "Эконометрика".
4. Государственный комитет статистики Украины [Электронный ресурс] / Режим доступа: http://www.ukrstat.gov.ua/
5. Электронный ресурс / Режим доступа: http://index. minfin.com.ua.
6. Электронный ресурс / Режим доступа: http://emerecu. ukma. kiev.ua.
7. Электронный ресурс / Режим доступа: http://www.vuzlib.net.
8. Электронный ресурс / Режим доступа: http://ecouniver.com.
Исходные данные для моделирования
Понятие потребления и его принципы. Теория перманентного дохода М. Фридмена и теория жизненного цикла Ф. Модильяни. Сбережения домашних хозяйств, мотивы, виды, методы стимулирования. Особенности потребления и сбережений населения Республики Беларусь. курсовая работа [89,1 K], добавлен 11.03.2014
Макроэкономика. Теория потребления. Обоснование теории. Объективные и субъективные факторы потребления. Кейнсианская теория потребления. Графическая интерпретация функции потребления. Формирование спроса на товары и услуги. контрольная работа [31,8 K], добавлен 23.06.2007
Методология теории М. Фридмана. Суть концепции перманентного дохода, три модели потребления. Денежная теория номинального дохода. Инфляция и безработица в трудах М. Фридмана. Монетаристская трактовка кривой Филлипса с учетом инфляционных ожиданий. контрольная работа [153,1 K], добавлен 14.07.2011
Рынок благ. Факторы потребительского спроса. Гипотеза абсолютного дохода. Современная модификация кейнсианской функции потребления. Межвременное бюджетное ограничение, инвестиционный спрос. Спрос государства и заграницы. Функция чистого экспорта. презентация [176,8 K], добавлен 17.12.2013
Сущность потребительской функции. Кривые Энгеля. Анализ потребления в Украине и развитых странах. Структура семейных бюджетов. Проблемы повышения жизненного уровня населения в Украине. Уровень и качество жизни населения. Безработица молодежи. курсовая работа [1,0 M], добавлен 29.01.2008
Теоретический анализ потребления и сбережения. Кейнсианская теория, объясняющая эти явления. Характеристика альтернативных теорий потребления: теорий М. Фридмена и Ф. Модильяни. Анализ и специфика потребления и сбережений населения в Республике Беларусь. курсовая работа [114,2 K], добавлен 13.03.2014
Кейнсианская концепция теории потребления. Кейнсианская концепция занятости. Кейнсианская модель общего экономического равновесия. Кейнсианские модели экономического роста. Возможность реализации концепций кейнсианства в России. курсовая работа [72,3 K], добавлен 26.02.2003
Работы в архивах красиво оформлены согласно требованиям ВУЗов и содержат рисунки, диаграммы, формулы и т.д. PPT, PPTX и PDF-файлы представлены только в архивах. Рекомендуем скачать работу .
© 2000 — 2021
Функция личного потребления в Украине на основании ежеквартальных данных 2006-2011 гг. курсовая работа. Экономика и экономическая теория.
Эмоции Спорта Реферат
Реферат: Terror Of Auschwitz Essay Research Paper The
Реферат по теме Джимми Хендрикс и его творчество
Дипломная работа по теме Факторы и резервы роста производительности труда на промышленном предприятии
Контрольная работа по теме Определение валовой маржи
Дипломная работа по теме Характеристика особенностей функционирования рынка ипотечных кредитов в России
Реферат На Тему Национальные Особенности Этики Делового Поведения
Курсовая работа по теме Россия как нефтяная держава
Учебное пособие: Командирські та командно-штабні машини
Таможенный Склад Курсовая Работа
Путешествие Листика Сочинение
Реферат: Abortion Essay Research Paper Abortion Abortion
Современные Технологии Контрольная Работа
Сочинение Мой Любимый День Недели
Я Не Любила Эту Куклу Сочинение 9.2
Сочинение На Тему Герой Русского Фольклора Садко
Эссе На Тему Казахстан Сухопутная Страна
Письмо Лизе От Эраста Написать Сочинение
Реферат по теме Special fields of psychology
Сочинение На Тему Дубровский Мое Понимание Романа
Власть клана Сомосы в Никарагуа - История и исторические личности реферат
Политическая теория Никколо Макиавелли - Политология курсовая работа
Діяльність Інституту проблем екології - Экология и охрана природы отчет по практике