Економічна інтерпретація моделі

Проведемо економічний аналіз характеристик економетричної моделі.

Значення детермінації
R^2	0,55011
Значення кореляції
R	0,74169
Залишкова дисперсія
	0,46291

Коефіцієнт детермінації означає, що на 55% варіація прямих іноземних інвестицій визначається варіацією облікової ставки НБУ, рівнем кредитування країни та золотовалютними резервами.

Коефіцієнт кореляції свідчить про досить тісний зв’язок між даними.

Залишкова дисперсія, що становить 0,46291 показує, що розрахункові значення прямих іноземних інвестицій дуже близькі до фактичних.

Розраховуємо матрицю коваріації оцінок параметрів моделі:

0,138419564	-0,002965677	-0,128392444	0,149383
-0,002965677	0,057992342	0,037160883	-0,00431
-0,128392444	0,037160883	0,218245796	-0,18655
0,149382671	-0,004309078	-0,18655201	0,21705

Діагональні елементи цієї матриці є дисперсіями оцінок параметрів моделі, інші елементи характеризують коваріацію між оцінками.

Визначимо стандартні помилки оцінок параметрів та знайдемо їх довірчі інтервали.

Sa0	0,372047798
Sa1	0,240815991
Sa2	0,467167845
Sa3	0,465886734

Довірчі інтервали розраховуємо з огляду на те, що t-критерій при ступенях свободи 13 та рівні довіри =0,05 має значення 2,1604. Тому довірчі інтервали становлять:

Довірчі інтервали для оцінок
А0	1,396946675	3,004490801
А1	28,92418202	29,96469976
А2	18,86618598	20,88472481
А3	-13,47661763	-11,46361423

Висновок

Було побудовано економетричну модель на основі системи одночасних структурних рівнянь, визначено асимптотичні помилки, параметри моделі та прогнози на основі цих моделей. У ході роботи буде простежено зв’язок між показником облікової ставки (t) та золотовалютним резервом України (у), взяті за 1992 – 2014 роки. Золотовалютні резерви залишаються у володінні Національного Банку та уряду України. Ці високоліквідні активи розраховуються в доларах, тому можливою є проведення дослідження тісноти зв’язку з таким критерієм, як облікова ставка.На поточний час золотовалютні резерви потерпають від економічної кризи не менше ніж промислові та економічні показники. Станом на 01.01.2015 р. вони скоротились на 44,5 % до попереднього року.

Було проведено ідентифікацію даних та визначено наявність (відсутність) явища гетероскедастичності у масиві даних. Проведено чотири методи виявлення явища гетероскедастичності: F-критерій ; параметричний тест Гольдельда-Квандта; непараметричний тест Гольдельфа-Квандта; тест Гейслера.

При дослідженні за методом F-критерію , отримали 0, що у порівнянні з значенням 2 при степені вольності k-1 ( 2=5,22) є меншим. Тобто 5,22>0. Тому було стверджено, що при вибраному рівні довіри 0,95 і ступені свободи 12 явище гетероскедастичності відсутнє.

За параметричним тестом Гольдельда-Квандта було розраховуано критерій R. R= 3,77091E-33. Внаслідок порівняння з табличним заначенням F критерію при ступенях свободи (13-3-2*3)/2=3 отримали такий результат 318,8503769>9,28. Отже робимо висновок, про те що гетероскедастичність присутня за цим методом.

Непараметричний тест Гольдельфа-Квандта було проведено за рахунок графічного зображення та обстеження піків у моделі.

Виконання тесту Гейслера мало кілька етапів. У ході яких було знайдено оцінки параметрів моделі. Було використано метод Ейткена для знаходження параметрів: А0 = 2,200719; А1=29,44444; А2=19,87546; А3=-12,4701. При порівнянні параметрів з нулем, було визначено, що чиста гетероскедастичність не була присутня у досліджуваній моделі.

Проведено економічний аналіз економетричної моделі. Визначено коефіцієнт детермінації, кореляції та стандартні помилки. Розраховано довірчі інтервали для оцінок параметрів.