- •Глава 5. Методы распознавания типа тренда и оценки его параметров
- •5.1. Применение графического изображения для распознавания типа тенденции
- •5.2. Методика проверки статистических гипотез о типе тренда
- •5.3. Оценка параметров линейного, параболического и гиперболического трендов
- •Проверка гипотезы о линейном тренде урожайности зерновых культур, ц/га
- •Результаты дисперсионного анализа различий между средними абсолютными изменениями
- •5.3.1. Уравнение прямой линии тренда
- •5.3.2. Уравнение параболического (II порядка) тренда
- •5.3.3. Гиперболическое уравнение тренда
- •5.4. Оценка параметров экспоненциального, логарифмического и логистического уравнений тренда
- •5.4.1. Экспоненциальное уравнение тренда
- •Расчет экспоненциального тренда численности населения Земли в 1950-2000 гг.
- •5.4.2. Логарифмическое уравнение тренда
- •5.4.3. Логистическое уравнение тренда
- •5.5. Многократное скользящее выравнивание
- •Расчет логистического тренда
5.3. Оценка параметров линейного, параболического и гиперболического трендов
Данные виды трендов объединены в связи с тем, что методика оценки их параметров имеет много общего. Основой этой методики служит метод наименьших квадратов, который дает оценки параметров, отвечающие принципу максимального правдоподобия: сумма квадратов отклонений фактических уровней от тренда (от выровненных по уравнению тренда уровней) должна быть минимальной для данного типа уравнения.
Эта методика близка к методике корреляционно-регрессионного анализа связей - парной регрессии. Однако между ними есть и принципиальные различия", выступающий при расчете уравнения тренда в качестве независимой переменной ряд номеров периодов или моментов времени не является случайной варьирующей переменной Хрегрессионного анализа. Ряд значений времени -
Таблица 5.1
Проверка гипотезы о линейном тренде урожайности зерновых культур, ц/га
Год |
Урожайность |
Скользящая 5-летняя средняя |
Абсолютные изменения |
Средние по подпериодам абсолютные изменения |
1970 |
33,7 |
|
|
|
1971 |
38,8 |
| ||
1972 |
41,7 |
40,02 | ||
1973 |
44,1 |
40,68 |
+0,66 | |
1974 |
41,8 |
39,80 |
-0,88 | |
1975 |
37,0 |
39,56 |
-0,24 | |
1976 1977 |
34,4 40,5 |
40,00 40,68 |
+0,44 +0,68 | |
1978 |
46,3 |
42,98 |
+2,30 | |
1979 |
45,2 |
45,56 |
+2,58 | |
1980 |
48,5 |
47,48 |
+1,92 | |
1981 |
47,3 |
48,12 |
+0,64 | |
1982 |
50,1 |
51,02 |
+2,90 | |
1983 1984 |
49,5 59,7 |
52,78 53,92 |
+1,76 +1,14 | |
1985 |
57,3 |
55,30 |
+1,38 | |
1986 |
53,0 |
57,56 |
+2,26 | |
1987 |
57,0 |
57,82 |
+0,26 | |
1988 |
60,8 |
58,52 |
+0,70 | |
1989 |
61,0 |
61,00 |
+2,48 | |
1990 1991 |
60,8 65,4 |
62,58 63,44 |
+1,58 +0,86 | |
1992 |
64,9 |
64,34 |
+0,90 | |
1993 |
65,1 |
64,82 |
+0,48 | |
1994 1995 |
65,5 63,2 |
|
— | |
Итого |
1332,6 |
- |
- |
Источник данных. Развитие рынка зерна в России.-М.: Изд-во ЦЭК при Правительстве РФ, 1997. - С. 53.
Таблица 5.2
Результаты дисперсионного анализа различий между средними абсолютными изменениями
Вид вариации |
Сумма квадратов отклонений |
Число степеней свободы |
Дисперсия |
F-критерий | |
фактический |
табличный для P= 0,05 | ||||
Между подпе- риодами |
3,1682 |
2 |
1,5841 |
1,7365 |
3,55 |
Остаточная |
16,4198 |
18 |
0,9122 |
- |
- |
Вся вариация |
19,5880 |
20 |
0,9794 |
- |
- |
это жестко упорядоченный ряд величин, и, следовательно, не может быть речи о корреляции между ним и значениями зависимой переменной - варьирующих уровней показателя, изменяющегося во времени. Нередко применяемые в литературе и в программах ЭВМ коэффициенты корреляции со временем или фактических уровней с выровненными (т.е. тоже упорядоченными) уровнями тренда таковыми на самом деле не являются и не могут измерять какой-либо «тесноты связи». Чем длиннее период, охватываемый рядом, тем автоматически становятся больше так называемые коэффициенты корреляции при той же самой скорости роста уровней и той же самой силе колебаний. Таким образом, эти лжекоэффициенты не могут характеризовать соотношение между ролью факторов тенденции и ролью факторов колеблемости.