Файл: Кильдишев, Г. С. Анализ временных рядов и прогнозирование.pdf

Скачать файл
Заказать решение

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 01.11.2024

Просмотров: 124

Скачиваний: 0

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

типичных дл я отрасли. Н е рассматривались заводы, по­ казатели которых представляли собой многомерные ано­ мальные наблюдения 1 . Наконец, исключались заводы, по

которым не было

каких-либо изучаемых

показателей .

Н а первом этане дл я каждого

года

были

получены

матрицы парных

коэффициентов

корреляции 2

(табл. 6.

3. 1). При их анализе нас интересовало

в первую оче­

редь два вопроса: а) не наблюдалось ли в отдельные го­

ды мультиколлинеарности

между факторами и б) не из­

менялись

ли направления

'Связей.

 

 

 

 

Анализ матриц парных коэффициентов корреляции

позволил

сделать вывод,

что

м е ж д у

факторами

нет

мультиколлинеарности

(гХ{

х . ^ 0 , 8 ) 3 .

Наиболее

тесная

сзязь

н а б л ю д а л а с ь

в

1966 г. м е ж д у

факторами

х\

и х2

X

2 =0,600). Во

все остальные годы

величина

пар­

ного

коэффициента

корреляции

между

этими

фактора ­

ми колебалась в интервале от 0,400 до 0,596. Величина

коэффициента корреляции

между

остальными

факто­

рами не п р е в ы ш а л а 0,484. Что касается

 

изменения

нап­

равлений

связей, то в

1959,

1963,

 

1968,

1969 и

1970

гг.

изменялся знак у гХз Х 4

. Поскольку

связь

между исполь­

зованием

календарного

времени

работы

в р а щ а ю щ и х с я

печей и процентом ввода добавок в цемент не имеет ни экономического, ни технологического смысла, мы не при­ д а л и этим изменениям какого-либо ' значения.

Т а к как дл я изучения факторов, влияющих на уровень производительности труда, мы используем регрессионный анализ, то более детальное изучение м а т р и ц парных ко­

эффициентов

корреляции производить нецелесообразно.

Д л я к а ж д о г о года строилось уравнение регрессии, по­

к а з ы в а ю щ е е

зависимость выработки от четырех вышепе­

речисленных

факторов . Д и н а м и к а важнейших статисти­

ческих характеристик уравнений регрессии представлена в табл. 6.3.2. В таблице даны следующие характеристики:

1 Алгоритм исключения многомерных аномальных наблюдении

описай в работе

[30].

 

2 Результаты

всех расчетов за период

1958—1969 гг. здесь и ни­

же заимствованы

из работы [31].

мультиколлинеарности не

3 В данной

работе при определении

использовался способ, предложенный Ферраром н Глаубером (см.. параграф 6.1), так как авторы не располагали соответствующей про­ граммой для ЭВМ.

88

ai

 

— к о э ф ф и ц и е н т регрессии

і-го фактора

(і = 0,1,...,

 

 

4);

 

I

 

 

 

оа[

 

— с р е д и е к в а д р а т и ч е с к а я

ошибка t'-го

коэффици-

 

 

• ента

регрессии;

 

 

 

і а

t

— расчетное значение /-критерия для г'-го коэффи-

R

 

циента

регрессии;

 

 

 

 

—.скорректированная величина коэффициента

F

if

множественной корреляции;

 

— расчетное значение F-критерия для скорректи­

 

 

рованного коэффициента множественной кор­

F

 

реляции;

 

 

 

 

— расчетное значение f - критерия для

уравнения

^табл

регрессии;

 

 

 

1 — табличное значение /•'-критерия.

 

 

Н а рис. 6.3.1—6.3.5 представлена

динамика

коэффици­

ентов

регрессии.

 

 

 

 

 

 

me

sa

во ві вг вз /л В5 вв

в? se вз 7о t

 

 

- eon V ч

 

 

 

 

 

 

Рис. 6.3.1.

 

И з

табл . 6.3.2 видно, что все уравнения регрессии

адек­

ватны

(все расчетные значения /•'-критерия выше таблич­

н ы х ) .

Величина скорректированных коэффициентов

мно­

жественной корреляции (от 0,822 до 0,903) указывает на высокую степень тесноты связи между выработкой и ото-

го -

• — I

I

1 і

•

1

1

1 1

1

I

I

,

1958 59

ВО

ff/

61

63

<?* BS

6В

67

68

В9 70 t

 

 

 

 

Рис.

6.3.2.

 

 

 

 

бранными факторами . Все коэффициенты регрессии, за исключением а2 для 1959 г., а 4 для 1962 г., а4 для 1963 г., а4 для 1964 г., а 4 для 1967 г. и а 4 для 1970 г., значимы при 5%-ном уровне значимости (?табл = 2,0). Шесть вышеупо­ мянутых коэффициентов регрессии значимы для 10%-ного уровня значимости ( / Т а б л = 1,62).

Д л я экономической интерпретации уравнений регрес­ сии были рассчитаны частные коэффициенты эластичнос­ ти и ß-коэффициѳнты (табл. 6.3.3).

П р и сопоставлении частных коэффициентов эластич­ ности видно, что в течение всего изучаемого периода наи­

большее влияние

на выработку о к а з ы в а л

фактор х$—ис­

пользование календарного времени р а б о т ы

в р а щ а ю щ и х с я

печей; на втором

месте стоит

фактор х{—

электровоору­

женность; на третьем х2—средняя

часовая

производитель-

90

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

6.3.1

 

 

 

 

 

 

ДИНАМИКА

МАТРИЦ ПАРНЫХ КОЭФФИЦИЕНТОВ КОРРЕЛЯЦИИ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

*1

 

 

 

 

 

 

1958 г.

 

 

 

 

1959 г.

 

 

 

 

 

I960 г.

 

 

 

 

 

 

у

 

1

1

 

 

1

 

1

 

1

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

х1

0,714

1

 

0,725

1

0,708

0,596

1

 

 

 

 

 

 

лг„

0,522

0,588

1

0,530

 

0,592

1

0,591

1

 

 

 

 

 

ѵ,

0,108

—0,084 - 0,248

1

0,228

—0,051 —0,070

0,043 — 0,117 — 0,019

1

 

 

 

 

х\

0,321

0,185

—0,091

-0,072

0,402

0,212 —0,076

0,028

1

0,369

0,258 —0,011 -0,263

 

 

 

 

 

 

 

 

196 I г.

 

 

 

 

 

1962 г.

 

 

 

 

 

1963 г.

 

 

 

 

 

 

X

 

1

1

 

 

1

 

1

 

1

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Д-,

0,710

1

 

0,712

1

0,720

0,403

1

 

 

 

 

 

 

ха

 

0,602

0,552

1

0,498

 

0,435

1

0,386

1

 

 

 

 

 

х3

 

0,331

—0,098

—0,094

1

0,228

 

— 0,191 -0,124

0,265 - 0,067 -0,235

1

 

 

 

 

УІ

0 351

0,204

-0,057

—0,089

0,327

0,198 -0,059

-0,117

1

0,125

0,074 -0,215

0,158

 

 

 

 

 

 

 

 

1964. г.

 

 

 

 

1965 г.

 

 

 

 

1966 г.

 

 

 

 

 

 

X,

1

1

 

 

1

 

1

 

1

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0,739

1

 

0,710

1

0,739

0,600

1

 

 

 

 

 

 

ѵ

3

0,493

0,473

1

0,572

 

0.5S7

1

0,631

1

 

 

 

 

 

ѵ

3

0,126

-0,215

-0,279

1

0,030 - 0,270 -0,374

0,010 - 0,299-0,313

 

 

 

 

 

X,

0,053

0,042

-0,243

—0,160

0,233" 0,137 —0,181

-0,185

1

0,138

0,091 -0,153 —0,142 1

 

 

 

 

 

 

 

 

1967 г.

 

 

 

 

 

1968 г.

 

 

 

 

 

1969 г.

 

 

 

1970 г.

 

.

у

 

1

1

 

 

1

 

1

 

1

 

1

 

 

 

1

1

 

 

 

хх

 

0,717

1

 

0,728

1

0,732

0,475

1

0,733

1

 

 

лг„

0,549

0,513

1

0,518

 

0,561

1

0,513

0,494

0,505

 

2

х3

 

0,161

-0,141

-0,048

1

0,046 -0,323 -0,484

0,114-0,210 -0,357

1

0,177 -0,119 -0,294 1

1

Хі

0,037

0,111

-0,219 -0,125

0,160

 

0,072 - 0,144

0,022

1 0,183

0,098 - 0,109

0,094

1

0,092

0,054 - 0,173 0,143

Смотрите также файлы