Дослiдження органiзацiйно-економiчного стану дiяльностi пiдприСФмства на зовнiшнiх ринках на прикладi вiдкритого акцiонерного товариства "Мiжнародний комерцiйний банк"
Дипломная работа - Банковское дело
Другие дипломы по предмету Банковское дело
?го рiвня здiйснюють за критерiСФм Фiшера F. Якщо величина F буде бiльше Fтабл, то ми вважаСФмо, що наше рiвняння значуще. Як видно з даних розрахункiв (табл.3.2), проведених за допомогою тАЬелектронних таблиць" EXCEL2000, фактичне значення критерiя Фiшера для одновимiрноСЧ вибiрки з n1=14 величин становить 16,79. Згiдно з таблицями критичних значень критерiя Фiшера для лiнiйноСЧ вибiрки з n1=14 величин табличне значення Fтабл = 4,60 [65]. Таким чином, отримана регресiйна залежнiсть СФ значущою.
Таблиця 3.2
Результати розрахункiв одновимiрноСЧ регресiйноСЧ залежностi за допомогою стандартного програмного забезпечення тАЬелектронних таблиць" EXCEL2000
Лiнiйна багатовимiрна модель (ЛБМ) Y=f (X1,X2,X3,X4,X5) маСФ такий вигляд
y=?0+ ?1x1+ тАж + ?pxp (3.8)
y - залежна змiнна - ендогенна змiнна
x1, x2тАжxp - залежнi змiннi - екзогеннi змiннi.
У звязку з тим, що економетрична модель обовязково маСФ випадкову помилку, модель (3.8) переписуСФться у виглядi (3.9)
y=?0+ ?1x1+ тАж + ?pxp+? (3.9)
де ? - випадкова помилка або перешкода.
Якщо пiсля необхiдних обчислень визначенi чисельнi значення коефiцiСФнтiв ?, то кажуть, що ми отримали оцiнку коефiцiСФнтiв моделi: , тобто оцiнкою коефiцiСФнта ? СФ його чисельне значення b=.
Якщо замiнити у виразi (3.8) коефiцiСФнти моделi оцiнками, то ми отримаСФмо такий вираз
(3.10)
Основними передумовами використання моделi (3.83.10), а такi моделi ще називаються регресiйними багатовимiрними моделями, СФ такi:
M (?) =0 математичне сподiвання перешкоди равно 0;
перешкода взаСФмонезалежна iз змiнними cov (xi,) =0
для 2х визначень перешкоди коефiцiСФнтiв коварiацiСЧ мiж ними також дорiвнюСФ 0 - cov
перешкода ? нормально розподiлена величина з параметрами (0;
1)
?=N (?, 0;
1)
вiд вимiру до вимiру дисперсiя перешкоди не змiнюСФться
Пята властивiсть. носить спецiальну назву: гомоскедастичнiсть (однорiднiсть). Якщо умова 5) не виконана, то кажуть, що дисперсiя маСФ властивiсть гетероскедастичностi.
Чисельний аналiз регресiйноСЧ моделi починають з того, що визначають значення регресiйних коефiцiСФнтiв ?1... ?р та коефiцiСФнтiв ?0, який маСФ спецiальну назву - вiльний член.
Регресiйнi коефiцiСФнти визначають за допомогою методiв найменших квадратiв.
(3.11)
Вiзьмемо частичнi похiднi по кожному з виразiв, дорiвняти СЧх i отримаСФмо систему рiвнянь
Ця система рiвнянь маСФ спецiальну назву - нормальна система.
(3.12)
Невiдомi у системi (3.12) - це коефiцiСФнти в0, в1...
х1, y1 - ми маСФмо внаслiдок спостережень
в0, в1 - це коефiцiСФнти, якi ми повиннi визначити
n - кiлькiсть спостережень, вони нам завжди вiдомi.
Використовуючи таблицю вихiдних даних табл.3.1, розраховуСФмо багатовимiрну лiнiйну регресiйну модель за допомогою тАЬелектронних таблиць" EXCEL2000. Результати розрахункiв наведенi в табл.3.3
Як видно з даних розрахункiв табл.3.3, лiнiйне багатовимiрне рiвняння регресiСЧ описуСФ статистичний процес:
Рiвняння багатовимiрноСЧ лiнiйноСЧ регресiСЧ
Y = 0,3803*X1+0,0329*X20,9499*X31,1600*X40,0585*X5+93,266
КоефiцiСФнт детермiнацiСЧ R2 дорiвнюСФ 0,993.
Сила звязка - високоСЧ щiльностi (бiльше 0,75).
Напрямок звязку - прямий.
Таблиця 3.3
Результати розрахункiв багатовимiрноСЧ регресiйноСЧ залежностi Y=f (X1 X5)
Перевiрку значущостi регресiйного рiвня здiйснюють за критерiСФм Фiшера F. Якщо величина F буде бiльше Fтабл, то ми вважаСФмо, що наше рiвняння значуще. Як видно з даних розрахункiв (табл.3.3), проведених за допомогою тАЬелектронних таблиць" EXCEL2000, фактичне значення критерiя Фiшера для багатовимiрноСЧ вибiрки (i=5) з n1=14 величин становить 311,723. Згiдно з таблицями критичних значень критерiя Фiшера для багатовимiрноСЧ (i=5) лiнiйноСЧ вибiрки з n1=14 величин табличне значення Fтабл = 2,96 при рiвнi довiрчоСЧ ймовiрностi Р=0,95 [65]. Таким чином, отримана багатовимiрна регресiйна залежнiсть СФ значущою, при цьому за коефiцiСФнтом детермiнацiСЧ вона краще описуСФ реальний процес нiж одновимiрна модель.
Висновки роздiлу 3
Таким чином вплив вхiдних параметрiв дослiдження Х1, Х2, Х3, Х4, Х5 на вихiдний параметр СФ наступним наступний:
при зростаннi Х1 (Процентна частка залучених кредитiв ЕБРР в загальному обсязi залучених коштiв,%) - дивiдендна дохiднiсть збiльшуСФться на 0,38% на кожний процент зростання Х1;
при зростаннi Х2 (Процентна частка кошiв на поточних рахунках фiзичних осiб в загальному обсязi залучених коштiв,%) - дивiдендна дохiднiсть збiльшуСФться на 0,0329% на кожний процент зростання Х2;
при зростаннi Х3 (Процентна частка строкових депозитiв фiзичних осiб в загальному обсязi залучених коштiв,%) - дивiдендна дохiднiсть зменшуСФться на 0,95% на кожний процент зростання Х3;
при зростаннi Х4 (Процентна частка кошiв на поточних рахунках юридичних осiб в загальному обсязi залучених коштiв,%) -дивiдендна дохiднiсть зменшуСФться на 1,16% на кожний процент зростання Х4;
при зростаннi Х5 (Процентна частка строкових депозитiв юридичних осiб в загальному обсязi залучених коштiв,%) - дивiдендна дохiднiсть зменшуСФться на 0,058% на кожний процент зростання Х5;
Висновки
Акт?/p>