«МӘліметтерді талдау және экономиканы болжау» ПӘнінің ОҚУ-Әдістемелік кешені


Факториалды көрсеткіштердің алғашқы берілгендерін уақыттық тізбек түрінде көрсетеміз



бет80/122
Дата20.12.2021
өлшемі0,95 Mb.
#103840
1   ...   76   77   78   79   80   81   82   83   ...   122
Байланысты:
Анализ данных и эконом прогноз каз

Факториалды көрсеткіштердің алғашқы берілгендерін уақыттық тізбек түрінде көрсетеміз

жылдар

Шартты жылдар

Еңбек ақы қоры, м.тг.,yt

Барлық персоналдар саны, адам х1t

Орта айлық еңбек ақы,тг.Х2t

Өнім көлемі,м.т

Х1t

2002

1

62283,6

1309

3990,7

299673

2003

2

12321,2

1297

7928,2

720215

2004

3

112626,4

1157

9780,9

780300

Көрсеткіштің фактериалды белгісінің өзгеру тенденциясының параметрлерін стандартты бағдарлама бойынша алуға болады:

(14а) = 49000,33+2517175*t

(14б) = 14107,33-79*t

(14в) = 2642,667 t +1995* t

(14г) = 119435,7+2,40313*t

(14а,б,в,г) теңдеулерінің көмегімен берілген мәндер мен есептелген мәндер арасындағы ауытқуларды есептеп, кестеге енгіземіз. Кесте 3

t

jt







1

2

3



-118887.83

23777.67


-11888.83

-22.33

44.67


-22.33

-647.67

1295.33


-647.67

-60076.13

120152.3


-60767.13

Мультиколлинералықтың барлығын (3) теңдеудің көмегімен анықтаймыз:

1tε1t=1 rε2tε1t=0.9 rε3tε1t

1tε2t=0.9 rε2tε2t=1 rε3tε2t=0.9

1tε3t=0.9 rε2tε3t=0.9 rε3tε3t=1

Осы жұпты корреляцияның коэффициенттерін талдап, барлық факторлар бір-бірімен колинеарлы деген тұжырымға келуге болады. Және осы есептелген көрсеткіштер бойынша коллинеарлықты жою үшін тәуелсіз айнымалының құрамынан қайталану факторын алып тастау керек. Тәуелсіз айнымалының құрамын қайталану факторын алып тастауда шешуші рольді экономикалық талдау алады.Жоғарыдағы кезендерде экономикалық талдау алады. Жоғарыдағы кезеңдерде экономикалық талдау жасап, факторлар х1(персоналдың саны), х2(орта айлық еңбек ақы), х3(өнім көлемі) қайталанбайтын айнымалылар, ал олардың арасындағы жоғары корреляциялық байланыс факторлар арасындағы байланыстың тығыздығымен түсіндіретіндігін айқындадық.

Тәуелсіз және тәуелді айнымалылар арасындағы жұпты корреляция коэффиценттерін, яғни еңбек ақы көрсеткіштері мен факторлары арасындағы байланыстың тығыздығы мен түсіндіретіндігін айқындадық.

Тәуелсіз және тәуелді айнымалылар арасындағы жұпты корреляция коэффициенттерін, яғни еңбек ақы көрсеткіштері мен факторлары арасындағы: персонал саны, орта айлық еңбек ақы, өнім көлемін (4)формула бойынша анықтаймыз:

rjtε1t=0.99

rjtε2t=0.98

rjtε3t=0.97

Корреляциялық коэффициенттен қарағандай, еңбек ақы қоры мен персоналдар арасындағы байланыс өте жоғары -0,99; еңбек ақы қоры мен орта айлық еңбек ақы арасындағы; еңбек ақы мен өнім көлемі арасындағы байланыс та тығыз, сәйкесінше - 0,98 және 0,97. Орта айлық еңбек ақының арт моменті (Х2t) мен еңбек ақы қорының(Уt) –өзгеруі арасындағы кешігудің барлығын ескере отырып, алгоритмде берілген әдісті қолдана отырып, уақыттық лагтың L ұзақтығын анықтаймыз. Оны (5)формула бойынша тауып, 4 кестеге енгіземіз.


Кешігу периоды, L

0.0

11

22

Коэффициенттер, rL

0.98

0.74

0.41

Коэффициенттерді rL абсолюттік шамамен бір-біріне салыстырып жұптық корреляцияның максималды мәнін таңдаймыз, максималды мәні rL = 0.98, бұл L=0 кешігу периодына сәйкес келеді.

Уақыттық лагтың ұзындығы нольге тең, бұдан ортақ айлық еңбек ақының еңбек ақы қорына өзгерісі сол жылда білінетіні көрінеді, өйткені Х2t айнымалысы бойынша уақыттық лагтың ұзындығы нольге тең, болжанатын функция келесі түрде болады:

J t = 1 * ε2t + 2 * ε2t + 3 * ε3t

Көпмүшелі регрессия теңдеуін құрудың ең негізгі әдісі экономикалық – статистикалық модельдің құрамына тәуелсіз айнымалыны жүйелі қосумен негізделеді. Есептеудің әр кезеңінде теңдеудің адекваттық деңгейін бағалау үшін қалдық дисперсияның мәнін, көрсеткіштер мен факторлар және басқа да кейбір көрсеткіштер арасындағы байланыстың күші анықталады. Мұндай есептеу процедурасы әрбір фактордың тәуелді айнымалыға изоляцияланған әсерін дәл зерттеуге мүмкіндік береді.

Еңбек ақы қоры (Уt) мен персоналдар санын (Хt) байланыстыратын регрессия теңдеуінің параметрлерін есептейміз.

Модель стандартталған формада мынадай болады:

(15) Т j = β1 * T1

β1 анықтау үшін қарапайым теңдеулер жүйесін (11) қолданамыз.

β1 – дің бір коэффицеиентін анықтау үшін келесі тәуелділік қолданылады:

(16) r jt ε1t = β1 * r ε1t ε1t

Алдағы табылған жұптық корреляция мәнін (16) теңдеуге қоямыз
0.99 = β1* 1----> β1 = 0.99

β1 – коэффициентінің көмегімен персоналдың саны (Х1t) бір орта квадраттық ауытқуға өзгеруінде функция мәні 0.99 орта квадраттық ауытқуға артады.

β1 – ді (15) теңдеуге қойып, мынаны аламыз:


  1. jt / δj t = 0799 * ε1t / δ ε1t

(7а) формуласы бойынша δjt және δε1t орта квадраттық ауытқуларын табамыз. (17) теңдеуге jt және ε1t байланыстыратын айнымалылардың а1 коэффициенттерін табамыз.

а1 = -0.71, яғни болжанатын модель тек персоналдар санының еңбек ақы қорына әсерінен келесідегідей болады:



  1. jt =-0.71 * ε1t

(18) теңдеудегі jt және ε1t ауытқуларын уақыттық лагтардың берілген деңгейлерімен (Уt, Х1t) және олардың есептелген мәндерімен (Уt, Х1t) (14а, б) модельдері бойынша ауыстырамыз:

  1. Уt- (49000.33 + 25171.5* Уt)= -0.71*(Xt-(1410.33-79*t))

  2. Уt = 532-0.71*X1t + t

(20) және (14 а) модельдердің қателігін есептейміз (20) модель үшін қалдық диспресия Дост = 31.6, ал (14 а) модель үшін Дост = 34.2

Екі модель үшін осы қалдық диспресияларды құрай отырып, мынадай қрытынды жасауға болады: (20) модель (14 а) модельге қарағанда статистикалық сенімдірек.

Болжанатын функцияның құрамына тағы бір тәуелсіз айнымалы (Х2t) енгіземіз. Регрессия теңдеуі стандартизацияланған түрде мынадай болады:

(21) Tj = β1Т1 + β2Т2

β1 – коэффициенттерін теңдеулер жүйесін қолдана отырып анықтаймыз.

(22)


Жұпты корреляцияның rjtε1t, rjtε2t, rjtε2t коэффициенттерінің мәндері алда анықталынып қойған. (22) жүйедегі символдарды сандық мәндермен ауыстырып, қарапайым теңдеулер жүйесін жазамыз.


Осы жүйені шешіп, мынаны аламыз: β1 = 0.48, β2 = 0.47.

β - коэффициенттерін талдау Уt, Х1t, Х2t көрсеткіштер жүйесіндегі персоналдар саны (Х1t) және орта айлық еңбек ақы (Х2t) сияқты факторлар іс – жүзінде еңбек ақы қорының деңгейіне (Уt) бірдей әсер етеді деген тұжырым жасауға болады. Х1t және Х2t аргументтерінің бір орта квадраттық ауытқуға өзгеруінде функция шамасы 0.5 және 0.48 орта квадраттық ауытқуға өзгереді. β- коэффициенттері белгілі болғандықтан, көпмүшелі регрессияның параметрлерін анықтауға болады.

(23)

Керекті өзгертулер мен ауыстыруларды орындап, а1 және а2 коэффициенттерін jt, ε1t, ε2t байланыстырушы айнымалыларды аламыз

a1 =- 0.34, a2 =- 0.33

(24) jt = 0.34 * ε1t – 0.33 * ε2t

бұдан (25)

(25) модель үшін қалдық дисперсияны табамыз: Д2 қалд = 30.2

(14 а), (20), (25) регрессия теңдеулерінің қателіктерін салыстыра отырып, (20) модель статистикалық сенімдірек деген тұжырым жасауға болады.

Пермоналдардың саны мен орта айлық еңбек ақының зерттеліп отырған көрсеткіш – еңбек ақы қорына әсер ету шамасын анықтау үшін көпмүшелі корреляцияның коэффициенттерін (12) формула бойынша есептейміз:

R =

Факториалды көрсеткіштердің әсер ету дәрежесін бағалау үшін көпмүшелі детерминация коэффициентін есептейміз:

D = R2 = 0.922 = 0.846

Сәйкесінше, персоналдардың саны мен орта айлық еңбек ақының бірдей әсер ету деңгейі еңбек ақы қорының 84.6 % жалпы вариациясымен анықталады. Қалған айнымалының 16.4% толқуы (25) модельде ескерілмеген факторлардың әсерімен байланысты.

Есептеудің соңғы кезеңінде болжанатын модельдің құрамына үшінші тәуелсіз айнымалыны Х3t енгіземіз. Көпмүшелі регрессия теңдеуінің стандартизацияланған түрін былай жазуға болады:

(26) Tj = β1 * T1 + β2 * T2 + β3 * T3

β - коэффициенттерін теңдеулер жүйесі арқылы анықтаймыз:



(27)

(27) жүйеге жұптық корреляция коэффициенттерінің мәндерін қойып, мынаны аламыз:



β - коэффициенттерінің есептелген мәндері: β1 = 0.22

β2 = 0.36

β3 = 0.62

β - коэффициенттерін салыстыру орта айлық еңбек ақы және өнім көлемі сияқты факторлар еңбек ақы қорының деңгейіне персоналдар саны Х3t факторымен салыстырғанда едәуір әсер ететінін көрсетеді. сонымен қатар үш факторлы модель үшін β1 және β2 (25) модельді қолданғандағыдан азырақ болып шықты. Бұндай жағдай (25) модельдегі Х1t және Х2t аргументтері тек персоналдар саны мен орта айлық еңбек ақыны ғана ескермейді, сонымен қатар өнім көлемін де ескеретіндігімен түсіндіріледі. (26) теңдеуде Х1t, Х2t, Х3t айнымалыларының экономикалық мазмұны анық белгіленген.

(26) модельдің параметрлерін анықтаймыз:

(28)

(7 а) формула бойынша орта квадраттық ауытқуды есептеп, (28) теңдеуден - коэффициенттерін, Уt, X1t, X2t, X3t байланыстырушы көрсеткіштерді табамыз:



1 = -0.014; 2 = -0.26; 3 =-0.44

Керекті өзгертулерден кейін мынаны аламыз:



= 2758 – 0.014 * X1t – 0.026 * X2t – 0.44 * X3t – 1.44 * t

(29) теңдеудің функциялардың есептелген мәндерден берілген мәндердің орта квадраттвқ ауытқуының минималды сомасын береді:

Д2 қалд. = 28.4

Сәйкесінше, көпмүшелі кореляция және көпмүшелі детерминация коэффициенттері мынаған тең: R = 0.90: Д = 0.94

R және Д коэффициенттерінің орта квадраттвқ ауытқуының мәні (29) модельде еңбек ақы қорының (Уt) факторларға: персоналдардың саны (Х 1t), орта айлық еңбек ақы (Х2t), шығарылған өнім көлеміне (Х3t) тәуелділігін дәлірек көрсететіндігін білдіреді.

Көпмүшелі детерминация коэффициентінің талдауы: персоналдардың санының, орта айлық еңбек ақы, шығарылған өнім көлемінің бірдей әсер ету деңгейімен еңбек ақы қорының 94% жалпы вариациясымен анықталады. Еңбек ақы қорының вариациясының қалған 6% (29) модельде ескерілмеген басқа факторлардың әсерімен байланысты.

β - коэффициенттері мен жұпты корреляциялық коэффициенттерінің шамасы бойынша тәуелді көрсеткіштердің вариациясына әрбір аргументтің жеке салымын бағалаймыз. Бұл үшін детерминацияның жеке коэффициенттерін (13) формула бойынша табамыз.

1=0.018; 2 = 0.324; 3 = 0.556

Алынған шамаларды салыстыру алда жасалған еңбек ақы қорының деңгейіне орта айлық еңбек ақы мен шығарылған өнім көлемінің өзгеру деңгейінің әсері күшті деген тұжырымды дәләлдейді.

Олардың үлесіне еңбек ақы қорының жалпы толқуының 32.4 % және 55.6 % келеді. Факториалды көрсеткіш – персоналдар санын Х 1t - әсері онша байқалмайды 1.8 %.

(29) теңдеу айнымалысының мәнін модельдің құрамына енгізілген көрсеткіш аргументтерінің шамасы бойынша болжау үшін қолданады. Бұл үшін (14 б, 14в, 14г) факторлардың өзгеру заңдылығының (регрессия теңдеуі) көмегімен болжау кезеңіне мәндерін анықтап, одан кейін (29) теңдеуге табылған шамаларды қою керек.

Еңбек ақы қорының 2004 жылға (t = 4) ең мүмкін деңгейін есептейміз. Айнымалы факторлардың мәндерін (14 б, 14в, 14г) формулалары бойынша есептейміз:

1(t =4) = 1332.63

2(t =4) = 17533.18 (*)

3(t =4) = 1721694.0

(*) факторларының болжау мәндерін (29) теңдеуге қойып, мынаны аламыз: еңбек ақы қоры 2004 жылы мынадай болады:



=4 = 120200.5 мың теңге

Еңбек ақы қоры 2004 жылы 2003 жылмен салыстырғанда 750074,1 мың теңгеге немесе 19 % өсуі мүмкін.





Достарыңызбен бөлісу:
1   ...   76   77   78   79   80   81   82   83   ...   122




©engime.org 2024
әкімшілігінің қараңыз

    Басты бет