Коррелировать непосредственно уровни двух рядов динамики можно лишь тогда, когда в каждом из них отсутствует автокорреляция, так как наличие последней может существенно повлиять на величину коэффициента, измеряющего зависимость между анализируемыми показателями. Поэтому прежде чем измерять корреляцию между x и y, каждый из рядов нужно проверить на автокорреляцию.
Рассмотрим пример об установлении связи между урожайностью зерновых (y) и количеством минеральных удобрений, внесенных на 1 га (x). Данные по сельскохозяйственным предприятиям за 1992-1996 г.г. и все расчеты приведены в таблице 2.15.
Таблица 2.15 (исходные данные)
Расчет показателей автокорреляции в рядах x и y
Год | Внесено мин. удобр.. кг/ га, xt | Урожай- ность ц/га, yt | xt-1 | xt2 | xtxt-1 | yt-1 | yt2 | ytyt-1 |
17,2 | (17) | |||||||
16,3 | ||||||||
14,4 | ||||||||
11,6 | ||||||||
12,9 | ||||||||
∑ | ||||||||
Cредние |
Решение
1.Проверим на автокорреляцию ряд x. Для этого параллельно со значениями xt, запишем xt-1, то есть сдвинутые на единицу. А чтобы ряд не укорачивался и характеристики не изменились, последнее значение xt перенесем в первую строку значений xt-1. Рассчитаем коэффициент автокорреляции по формуле:
. Необходимые средние арифметические значения и суммы рассчитаем в табл. (графы 2, 5, 6). Находим ra (расчетное):
= 0,203.
Таблица 2.15 (результаты расчета)
Расчет показателей автокорреляции в рядах x и y
Год | Внесено мин. удобр.. кг/ га, xt | Урожай- ность ц/га, yt | xt-1 | xt2 | xtxt-1 | yt-1 | yt2 | ytyt-1 |
17,2 | (17) | (12,9) | 295,84 | 221,88 | ||||
16,3 | 17,2 | 265,69 | 280,36 | |||||
14,4 | 16,3 | 207,36 | 234,72 | |||||
11,6 | 14,4 | 134,56 | 167,04 | |||||
12,9 | 11,6 | 166,41 | 149,64 | |||||
∑ | 72,4 | 72,4 | 1069,86 | 1053,64 | ||||
Cредние | 14,48 | 1188,2 | 213, 972 |
По таблице приложения 7 в [1] находим, что для n=5 и 5%-го уровня значимости (α =0.05) табличное значение ra= 0,253. Так как ra расч < ra табл, то делаем вывод об отсутствии автокорреляции в ряду xt.
2.Проверим на автокорреляцию ряд y. Необходимые средние арифметические значения и суммы рассчитаем в табл. (графы 3, 7, 8, 9). Находим ra (расчетное):
= = 0,246.
Так как и здесь ra расч < ra табл, делаем вывод об отсутствии автокорреляции в ряду y.
3.Рассчитаем линейный коэффициент корреляции по формуле:
, где величины числителя и знаменателя рассчитаем по формулам:
= = = =478,
= 5941/5 -312 = 227,2;
= 1069,86/5 – 14,482 = 4,3.
Отсюда
= = 0,96, т.е. зависимость между вариацией количества вносимых минеральных удобрений и вариацией урожайности зерновых в 1992-1996 гг. была очень большой.
4. Построим линию регрессии по уравнению прямой:
= а0 + а1*х
Рассчитаем параметры уравнения регрессии на основании системы
5 а0 + 155 а1 = 72.4
155 а0 + 5941 а1 =2394.7,
Решаем методом подстановки
155 ао + 4805а1 =2244.4, 1136 а1 =150.3, а1=0.13
Проверяем через коэффициент корреляции:
= 0,96*2,07/15,07= 0,13
а0 = 14.48- 0.13*31 = 14.48- 4.03 = 10.45
Подставляем в уравнение значения х и рассчитываем теоретические значения У (графа 10). Сумма этих значений (72.45)
Таблица результатов
Год | Внесено мин. удобр.. кг/ га, xt | Урожай- ность ц/га, yt | xt-1 | xt2 | xtxt-1 | yt-1 | yt2 | ytyt-1 | = 10,45+ 0.13x |
17,2 | (17) | (12,9) | 295,84 | 221,88 | 17.21 | ||||
16,3 | 17,2 | 265,69 | 280,36 | 16.43 | |||||
14,4 | 16,3 | 207,36 | 234,72 | 13.57 | |||||
11,6 | 14,4 | 134,56 | 167,04 | 12.53 | |||||
12,9 | 11,6 | 166,41 | 149,64 | 12.66 | |||||
∑ | 72,4 | 72,4 | 1069,86 | 1053,64 | 72.40 | ||||
Cредние | 14,48 | 1188,2 | 213, 972 |
отличается незначительно от эмпирических (72.4), что говорит о том, что параметры подобраны верно. Сделаем прогноз, приняв х= 30.
= 10.45+ 0.13* 30 =10.45+ 3.9 = 14.35.
5. Построим линии тренда для у и сделаем прогноз на 1998 год.
Уравнение имеет вид
Для расчета параметров по МНК запишем систему нормальных уравнений и построим вспомогательную таблицу для расчета необходимых сумм.
Таблица 1
Год | Y | Условное обозначе-ние време-ни, t | t2 | Yt | = 18.47 – 1.33 t |
17,2 | 17.2 | 17.22 | |||
16,3 | 32.6 | 15.85 | |||
14,4 | 43.2 | 14.48 | |||
11,6 | 46.4 | 13.11 | |||
12,9 | 64.5 | 11.74 | |||
Сумма | 72,4 | 203.9 | 72.4 | ||
9.16 |
5а0+15 а1=72.4
15а0+55а1=203.9
15 а0 +45 а1 = 217.2
10 а1= -13.3, а1=- 1.33
5а0 +15* (-1.37) = 72.4, 5а0 - 20.55= 72.4, 5а0=92.55, а0= 18.59
=18.59 – 1.33 t
Рассчитаем выравненные по этому уравнению тренда показатели (графа 6)
Аналогично рассчитаем параметры при отсчете от времени от середины.
10 а1 = -13.3, а1 = -1.33
Таблица 1
Год | Y | Условное обозначе-ние време-ни, t | t2 | yt | |
17,2 | -2 | - 34.4 | 17,14 | ||
16,3 | -1 | -16.3 | 15,81 | ||
14,4 | 14,48 | ||||
11,6 | 11.6 | 11,82 | |||
12,9 | 25.8 | 13,15 | |||
Сумма | 72,4 | -13.3 | 72,4 | ||
1998 прогноз | 9.16 |
5ао =72.4, а0 = 14.48
у t=14.48 – 1.33 t
Теоретические показатели будут те же (графа6),а прогноз Отдичается незначительно.