O‘zbekiston respublikasi
Download 0.74 Mb. Pdf ko'rish
|
CC-60 Xudoyberdiyev SH Ekinometrika seminar
- Bu sahifa navigatsiya:
- 13-вариант
- Javoblar 1.
|
O‘ZBEKISTON RESPUBLIKASI OLIY VA O‘RTA MAXSUS TA’LIM VAZIRLIGI TOSHKENT MOLIYA INSTITUTI Soliqlar va sug’urta fakulteti CC-60 guruh talabasi Xudoyberdiyev
amaliy mashg’ulot uchun bajargan MUSTAQIL ISHI Bajardi: Xudoyberdiyev Sh. Tekshirdi: Jamaldinova A
Toshkent-2020 13-вариант 1. Танланган чизиқли регрессия тенгламасининг ишончлилик даражаси ва регрессия тенгламаси параметрларининг статистик маънодорлиги қандай баҳоланади?
2.Консерва заводи ишчиларининг ишлаб чиқарган маҳсулоти ва маҳсулотни
ишлаб чиқариш учун 1 ишчи сарф қилган кунлик электр энергия тўғрисида қуйидаги маълумотлар берилган:
Ҳар бир ишчининг бир кунда ишлаб чиқарган маҳсулоти қиймати, млн. сўм
37,5 45,0
67,5 75,0
82,5 97,5 105,0 Бир ишчининг кунлик электр энергия сарфи, квт/соат 31,5
30,0 28,5
25,5 22,5
21,0 18,0
Бу маълумотлар асосида қуйидагиларни аниқланг: 1) Регрессия тенгламасини тузинг, корреляция коэффицентини ҳисобланг. 2)
Ҳосил қилинган модель ва унинг параметрларини Стьюдент мезони бўйича моҳиятлилигини текширинг. Хулосалар беринг.
1.Танланган чизиқли регрессия тенгламасининг ишончлилик даражаси ва регрессия тенгламаси параметрларининг статистик маънодорлиги қандай баҳоланади?
2.Консерва заводи ишчиларининг ишлаб чиқарган маҳсулоти ва маҳсулотни
ишлаб чиқариш учун 1 ишчи сарф қилган кунлик электр энергия тўғрисида қуйидаги маълумотлар берилган:
Ҳар бир ишчининг бир кунда ишлаб чиқарган маҳсулоти қиймати, млн. сўм 37,5
45,0 67,5
75,0 82,5
97,5 105,0
Бир ишчининг кунлик электр энергия сарфи, квт/соат 31,5 30,0
28,5 25,5
22,5 21,0
18,0
Бу маълумотлар асосида қуйидагиларни аниқланг: 1) Регрессия тенгламасини тузинг, корреляция коэффицентини ҳисобланг. 2) Ҳосил қилинган модель ва унинг параметрларини Стьюдент мезони бўйича моҳиятлилигини текширинг. Хулосалар беринг. Ҳудудлар рақами
Бир ишчининг кунлик электр энергия сарфи, квт/соат, x Ҳар бир ишчининг бир кунда ишлаб чиқарган маҳсулоти қиймати, млн. сўм, у 1 31,5 37,5 2 30,0 45,0 3 28,5 67,5 4 25,5 75,0 5 22,5 82,5 6 21,0 97,5 7 18,0 105,0
х у у·х х 2 у 2
у̂ х
А у − у̂ х
1 31.5
37.5 1181.25
992.25 1406.25
42.516 -5.016
2 30
45 1350
900 2025
49.840 -4.840
3 28.5
67.5 1923.75
812.25 4556.25
57.163 10.337
4 25.5
75 1912.5
650.25 5625
71.811 3.189
5 22.5
82.5 1856.25
506.25 6806.25
86.458 -3.958
6 21
97.5 2047.5
441 9506.25
93.782 3.718
7 18
105 1890
324 11025
108.429 -3.429
Жами 177
510 12161.25 4626
40950 510
0.001 Ўртача
қиймат 25.286 72.857 1737.321 660.857 5850.000 42.516
0.00014 σ 4.635 23.277 X X X X X σ 2 21.489 541.83 X X X X X 𝑏 =
𝑦 ∙ х − 𝑦 х ∑ 𝑥
2 − 𝑥
2 = 1737.321 − 25.286 ∙ 72.857 660.857 − 25.286 2 = −4.882. 𝑎 = 𝑦 − 𝑏 ∙ 𝑥 = 72.857 + 4.882 ∙ 25.286 = 196.314.
регрессия тенгламаси 𝑦̂ 𝑥 = 196.314 − 4.882 ∙ 𝑥 корреляция коэффициенти 𝑟 𝑥𝑦 = 𝑏 𝜎 𝑥 𝜎 𝑦 = −4.882
4.635 23.277
= −0.972 Детерминация коэффиценти 𝑟 𝑥𝑦 2
Моделнинг сифатини аппроксимациянинг ўртача хатолиги формуласи орқали аниқлаймиз. 𝐴 = 1
∑ | 𝑦 − 𝑦̂
𝑥 𝑦 | ∙ 100% = 7.105 510
100% = 7.939%.
𝐴нинг қиймати 10 фоиздан ошмаганлиги сабабли тузилган моделни сифати яхши деб баҳоланади. Регрессия параметрларини статистик мухимлигини Стьюдент t билан баҳолаймиз Стьюдент t-критерияси ёрдамида баҳолаш уларнинг қийматларини тасодифий хатоларининг қийматлари билан таққослаш орқали амалга оширилади: яъни, 𝑡 𝑎
𝑎 𝑚 𝑎 ; 𝑡 𝑏 = 𝑏 𝑚 𝑏 ; 𝑡 𝑟 = 𝑟 𝑚 𝑟 . Чизиқли регрессия параметрлари ва корреляция коэффициентларининг тасодифий хатолари қуйидаги формулалар билан ҳисобланади: 𝑚 𝑎 = √ ∑(𝑦−𝑦)
̅̅̅ 2 /(𝑛−2) ∑(𝑥−𝑥̅) 2 , 𝑚 𝑏 = √
∑(𝑦−𝑦̅) 2 𝑛−2 ∑ 𝑥 2 𝑛 ∑(𝑥−𝑥̅) 2 , 𝑚
𝑟 = √
1−𝑟 𝑥𝑦 2 𝑛−2
𝑚 𝑎 = √∑ (𝑦 − 𝑦)
̅̅̅ 2 𝑛 − 2 ∑(𝑥 − 𝑥̅) 2 = 2.245; 𝑚 𝑏 = √
∑(𝑦 − 𝑦̅) 2 𝑛 − 2 ∑ 𝑥 2 𝑛 ∑(𝑥 − 𝑥̅) 2 = 57.728; 𝑚 𝑟
1 − 𝑟 𝑥𝑦 2 𝑛 − 2 = 0.628. Булардан:
𝑡 𝑎 = 196.314 2.245 = 87.44; 𝑡 𝑏 =
−4.882 = −11.824; 𝑡 𝑟 =
−0.972 = −0.646 қийматларни оламиз. Кўриниб турибдики t-статистиканинг ҳақиқий( t ҳақ
) қийматлари жадвал(t жадв ) қийматларидан катта: 𝑡 𝑎 = 87.44 > 𝑡 жадв =2,57
; 𝑡
𝑏 = −11.824 > 𝑡 жадв = 2,57
;
𝑡 𝑟 = −0.646 > 𝑡 жадв = 2,57.
шунинг учун 𝑡 𝑎 = 87.44 > 𝑡 жадв =2,57 шарти бажарилганли сабабли a нолдан тасодифий фарқ қилмайди ва у х омилнинг тизимли тасирида юзага келган, ва 𝑡 𝑏 = −11.824 > 𝑡 жадв = 2,57
; 𝑡
𝑟 = −0.646 > 𝑡 жадв = 2,57 шарти бажарилганли сабабли Н 0
гипотеза рад этилади, яъни 𝑏 ва 𝑟 𝑥𝑦 лар тасодифан нолдан фарқ қилмайди, уларнинг статистик мухимлиги тасдиқланади. Download 0.74 Mb. Do'stlaringiz bilan baham: 
|