Praca z modelami ekonometrycznymi - Notatki - Ekonometria, Notatki'z Ekonometria
hermiona80
hermiona8031 May 2013

Praca z modelami ekonometrycznymi - Notatki - Ekonometria, Notatki'z Ekonometria

PDF (146.3 KB)
13 strona
672Liczba odwiedzin
Opis
Ekonomia: notatki z zakresu ekonometrii dotyczące pracy z modelami ekonometrycznymi.
20punkty
Punkty pobierania niezbędne do pobrania
tego dokumentu
Pobierz dokument
Podgląd3 strony / 13
To jest jedynie podgląd.
Zobacz i pobierz cały dokument.
To jest jedynie podgląd.
Zobacz i pobierz cały dokument.
To jest jedynie podgląd.
Zobacz i pobierz cały dokument.
To jest jedynie podgląd.
Zobacz i pobierz cały dokument.

I. Wstęp

Niniejsza praca ma na celu oszacowanie modelu ekonometrycznego. Dane

do opracowania zaczerpnąłem z roczników statystycznych GUS. Dotyczą one

produkcji energii elektrycznej w zależności od przetwarzania węgla kamiennego

i brunatnego w Polsce w latach 1981-1996. Dobór zmiennej objaśnianej oraz

zmiennych objaśniających jest logicznie uzasadniony ponieważ energia

elektryczna jest w Polsce wytwarzana głównie z węgla kamiennego i

brunatnego, a zmiany w produkcji tejże energii powinny mieć swoje

odwzorowanie w wydobyciu węgla kamiennego oraz brunatnego. Zależność

pomiędzy zmienną objaśnianą a objaśniającymi powinna być zależnością silną

co między innymi postaram się wykazać w szacowanym modelu. Do obliczenia

wartości parametrów modelu ekonometrycznego, statystyk oraz innych

potrzebnych danych posłużyłem się programem MicroFit. Następna strona

zawiera dane zaczerpnięte z roczników statystycznych .

II. Oszacowanie parametrów modelu ekonometrycznego

Metodą Najmniejszych Kwadratów (MNK)

( Wydruk komputerowy znajduje się na następnej stronie)

Ogólna postać modelu:

Y = 0 + 1X1t + X2t + t

Postać modelu po oszacowaniu MNK:

Y = 83256,0 + 0,15873X1 + 0,59624X2 ( 7955,0) ( 0,072980) ( 0,081612)

gdzie :

Y - produkcja energii elektrycznej w gigawatogodzinach

X1 - przetwarzanie węgla kamiennego na inne nośniki energii elektrycznej w tysiącach ton

X2 - przetwarzanie węgla brunatnego na inne nośniki energii elektrycznej w

tysiącach ton

III. Ocena modelu

1. Interpretacja parametrów strukturalnych

0 - wyraz wolny oszacowano na poziomie 83256,0 ze średnim błędem

szacunku 7955.

1 - jeżeli przetwarzanie węgla kamiennego zmieni się o 1 tysiąc ton to

produkcja energii zmieni się o 0,15873 gigawatogodziny ze średnim błędem

szacunku 0,072980 gigawatogodziny. Ceteris paribus.

2 - - jeżeli przetwarzanie węgla brunatnego zmieni się o 1 tysiąc ton to

produkcja energii zmieni się o 0,59624 gigawatogodziny ze średnim błędem

szacunku 0,081612 gigawatogodziny. Ceteris paribus.

2. Interpretacja ogólnych miar dopasowania

Współczynnik R 2 = 0,84233; 84,23 % zmienności zmiennej objaśnianej -

produkcji energii elektrycznej zostało wyjaśnione przez model

Współczynnik R 2 = 0,81807; po skorygowaniu 81,8 % zmienności zmiennej

objaśnianej - produkcji energii elektrycznej zostało wyjaśnione przez model

Współczynnik 2 = 0,15767; 15,77 % zmienności zmiennej objaśnianej -

produkcji energii elektrycznej nie zostało wyjaśnione przez model

Współczynnik 2 = 0,18193; po skorygowaniu 18,19 % zmienności zmiennej

objaśnianej - produkcji energii elektrycznej nie zostało wyjaśnione przez

model

Błąd standardowy reszt Se = 3859,1 GWh; przeciętne odchylenie pomiędzy

rzeczywistą ilością wyprodukowanej energii elektrycznej a ilością

wyznaczoną na podstawie modelu wynosi 3859,1 gigawatogodzin (GWh)

Współczynnik zmienności losowej V = 2,85 %; przeciętne odchylenie

wartości teoretycznych od empirycznych zmiennej objaśnianej stanowi

2,85% przeciętnego poziomu tej zmiennej (produkcji energii elektrycznej)

3. Badanie istotności parametrów strukturalnych.

Badanie istotności parametrów strukturalnych polega na sprawdzeniu czy różnią

się one istotnie od zera.

1) Test dla parametru 1

H0: 1 = 0

HA: 1 0

t 1 = 2,1750 p = 0,049

t = 1,771 = 0,05

t 1 > t

p <

H0 należy odrzucić na rzecz HA. Parametr strukturalny 1 statystycznie istotnie

różni się od zera. Zmienna objaśniająca X1 (produkcja węgla kamiennego)

statystycznie istotnie wpływa na zmienną objaśnianą (produkcję energii

elektrycznej)

2) Test dla parametru 2

H0: 2 =0

HA: 2 0

t 2 = 2,1750 p = 0,000

t = 1,771 = 0,05

t 2 > t

p <

H0 należy odrzucić na rzecz HA. Parametr strukturalny 2 statystycznie istotnie

różni się od zera. Zmienna objaśniająca X2 (produkcja węgla brunatnego)

statystycznie istotnie wpływa na zmienną objaśnianą (produkcję energii

elektrycznej)

4. Badanie łącznej istotności parametrów strukturalnych.

Badanie łącznej istotności parametrów strukturalnych polega na sprawdzeniu

czy łącznie różnią się one istotnie od zera.

H0: * = 0

HA: * 0

F = 3,81 p = 0,000

F = 34,7244 = 0,05

F > F

p <

H0 należy odrzucić na rzecz HA. Łącznie parametry strukturalne 1 i 2

statystycznie istotnie różnią się od zera. Łącznie zmienne objaśniające X1 i X2

(produkcja węgla kamiennego i brunatnego) statystycznie istotnie wpływają na

zmienną objaśnianą (produkcję energii elektrycznej)

5. Badanie występowania autokorelacji składników losowych.

Do badania występowania autokorelacji składników losowych służy test oparty

na statystyce Durbina - Watsona (DW).

DW = 0,73973

DW (0,2) - podejrzewamy autokorelację dodatnią

H0: = 0

HA: > 0

dL = 0,982

dU = 1,539

DW < dL

Odrzucamy H0 na rzecz HA. W modelu występuje dodatnia autokorelacja

składników losowych.

6. Test Godfrey'a

Test Godfrey'a służy do badania istotności autokorelacji składników losowych.

Oparty jest na statystyce F.

H0: brak autokorelacji

HA: autokorelacja istnieje

F(1,12) = 6,8300 p = 0,023

F = 4,75 = 0,05

F > F

p <

Odrzucamy H0 na rzecz HA. Potwierdza to występowanie autokorelacji 1- go

rzędu składników losowych.

7. Test Ramsey'a

Test Ramsey'a służy do badania poprawności postaci analitycznej modelu

ekonometrycznego.

H0: postać analityczna modelu jest właściwa

HA: postać analityczna modelu nie jest właściwa

F (1,12) = 2,5732 p = 0,135

F = 4,75 = 0,05

F < F

p >

Brak podstaw do odrzucenia H0. Postać liniowa modelu jest postacią właściwą

dla opisania badanej zależności.

8. Test Jarque'a - Bera

Test Jarque'a - Bera służy do sprawdzania czy rozkład składnika losowego

można uznać za normalny.

H0: ~ N (0, )

HA: ~ N (0, )

2 (2) = 2,0720 p = 0,355

2 = 5,99 = 0,05

2 <

2

< p

Brak podstaw do odrzucenia H0. Rozkład składnika losowego można uznać za

normalny.

9. Test White'a

Test White'a służy do badania heteroskedastyczności czyli zmienności wariancji

składnika zakłócającego.

H0: : E( t 2 ) = constans

HA: : E( t 2 ) constans

F = 4,60 = 0,05

F (1,14) = 0,71343 p = 0,413

F < F

p >

Brak podstaw do odrzucenia H0. Przyjmujemy, że rozkład wariancji składnika

losowego jest normalny.

10. Podsumowanie

Ogólne miary dopasowania świadczą o tym, iż oszacowany model dobrze

opisuje zmienność produkcji energii elektrycznej w zależności od wydobycia

węgla kamiennego oraz brunatnego. Ok. 80% zmienności zmiennej objaśnianej

zostało wyjaśnione przez model. Odchylenie wartości teoretycznych od

empirycznych zmiennej objaśnianej stanowi jedynie 3,07% tej zmiennej.

Zmienne objaśniające istotnie wpływają na zmienną objaśnianą zarówno łącznie

jak i oddzielnie. Parametry te świadczą o dobrym dopasowaniu modelu. Wadą

modelu jest występowanie autokorelacji składników losowych. Na podstawie

przeprowadzonych testów Ramsey'a White'a i Jarque'a - Bera można stwierdzić,

iż postać liniowa została dobrze dobrana do opisania analizowanej zależności,

składnik losowy oraz jego wariancja mają rozkład normalny. Świadczy to o tym,

iż nie powoduje on w modelu poważniejszych zakłóceń. Model ten można uznać

za dobry.

komentarze (0)
Brak komentarzy
Bądź autorem pierwszego komentarza!
To jest jedynie podgląd.
Zobacz i pobierz cały dokument.
Docsity is not optimized for the browser you're using. In order to have a better experience we suggest you to use Internet Explorer 9+, Chrome, Firefox or Safari! Download Google Chrome