Добыча и экспорт нефти в 2000 и 2001 годах и их анализРефераты >> Статистика >> Добыча и экспорт нефти в 2000 и 2001 годах и их анализ
3,477E+11, 
8,98182E+11
tрасч.= -4,786061765
По таблице t- распределение Стьюдента определим tкрит. для 
0,05 и 
, то есть tкрит.= 2,36462256. Так как |tрасч.| > tкрит, то гипотеза H0 о равенстве средних двух нормально распределенных совокупностей отвергается. Следовательно средние различаются между собой значимо и расхождение между ними носит неслучайный характер. В ряду динамики существует тенденция среднего уровня.
Также проверим гипотезу H0: об отсутствии тенденции в дисперсиях в исследуемом ряду динамики, которая сводится к проверке гипотезы о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей. Гипотезу проверим с помощью F-критерия Фишера-Снедекора, расчетное значение которого определяется по следующей формуле: (
)
Fрасч.= 2,582962905
Критическое значение критерия определяется по таблице F-распределение при уровне значимости 
и числе спеней свободы 
и 
, то есть Fкрит.= 6,59.
Гипотеза о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей не отвергается, так как Fрасч< Fкрит В ряду динамики отсутствует тенденция дисперсии, то есть дисперсии различаются несущественно и расхождение между ними носит случайный характер. Это свидетельствует о том, что в течении девяти лет разброс объема производства валового внутреннего продукта относительно своего среднего уровня изменился несущественно.
Мы выявили, что изменение объема производства валового внутреннего продукта с течением времени имеет тенденцию. Для определения характера тенденции построим ее модель.
Сначала рассмотрим модель первого порядка, то есть попытаемся описать тенденцию изучаемого явления с помощью уравнения первой степени:
Для нахождения коэффициентов уравнения рассмотрим следующую систему уравнений:
Решив систему, мы получили следующие значения параметров уравнения:
; 
На основании таблицы 3 мы получили следующее уравнение, описывающее тенденции изменения объема производства валового внутреннего продукта:
1502846,956+527096,1383*t
Таблица 3.
|
Года |
Y |
T |
Yt |
t2 |
Yt |
(Yi – Yt)2 |
|
1992 |
1174,3 |
-4 |
-4697,2 |
16 |
-605538 |
3,681E+11 |
|
1993 |
15752,7 |
-3 |
-47258,1 |
9 |
-78441,5 |
8872539673 |
|
1994 |
137279,7 |
-2 |
-274559,4 |
4 |
448654,7 |
9,6954E+10 |
|
1995 |
507164,9 |
-1 |
-507164,9 |
1 |
975750,8 |
2,1957E+11 |
|
1996 |
1402261,5 |
0 |
0 |
0 |
1502847 |
1,0117E+10 |
|
1997 |
2057518 |
1 |
2057518 |
1 |
2029943 |
760375447 |
|
1998 |
2274192 |
2 |
4548384 |
4 |
2557039 |
8,0003E+10 |
|
1999 |
2667572,1 |
3 |
8002716,3 |
9 |
3084135 |
1,7352E+11 |
|
2000 |
4462707,4 |
4 |
17850829,6 |
16 |
3611232 |
7,2501E+11 |
|
Сумма |
13525623 |
0 |
31625768,3 |
60 |
13525623 |
1,6829E+12 |
Подставим в это уравнение прямой значение t и по полученным данным построим график (рис. 1).
Рис. 1. График наблюдаемых и модельных значений.
В данном случае среднеквадратическая ошибка, характеризующая степень отклонения эмпирических значений признака от полученных модельных значений составила 432424,1133. В виду того, что ошибка получилась достаточно большая, построим модель более высокого порядка.
Рассмотрим уравнение второго порядка:
