Есть мнение, что рождаемость зависит от дохода, возможности ходить в дошкольные учреждения и от разницы работающих мужчин и женщин (т.е. чем больше работающих мужчин и меньше женщин).
Именно этому вопросу посвящена данная работа. Анализ статистики позволяет сделать предположение о том, что эти экзогенные переменные оказывают влияние на рождаемость.
Пусть y - число родившихся;
x1-среднедушевые денежные доходы населения по Российской Федерации;
x2-обеспеченность детей дошкольного возраста местами в дошкольных образовательных учреждениях - количество мест на 1000 детей;
x3-разница между количеством работающих мужчин и женщин, чел..
Рисунок 1. Диаграмма рассеивания
На диаграмме рассеивания выявили, что линия тренда функциональной зависимости числа рожденных от показателя среднедушевых денежных доходов населения носит экспоненциальный характер, но для полноты объяснения уровня рождаемости в работе сформулирована гипотеза о линейной зависимости у от трех факторов. При написании работы были использованы ежегодные (поскольку по некоторым переменным ежемесячных данных нет) данные за 2000-2015гг.
Предполагаемый вид спецификация модели:
(1).
Исследуем качество спецификации модели (1). Вычислим скорректированный коэффициент детерминации при добавлении в модели поочередно первого, второго и третьего из рассматриваемых факторов. Так как при добавлении в спецификацию каждого из этих факторов скорректированный коэффициент детерминации увеличивался , значит, это добавление является значимым. При этом в каждом случае, следовательно, спецификация является качественной.
Таблица 1
-298,544387 |
-1525,172606 |
49,65445 |
2013879,215 |
112,2543199 |
1270,477259 |
5,953076 |
656759,7035 |
0,908012502 |
78046,59527 |
#Н/Д |
#Н/Д |
39,48416985 |
12 |
#Н/Д |
#Н/Д |
7,21526E+11 |
73095252403 |
#Н/Д |
#Н/Д |
В оцененном виде (1):
Проверяя на значимость переменные, выявляем, что переменная x2 удовлетворяет неравенству . Значит, мы интерпретируем её как незначащую.
Таблица 2
Спец (1) |
a0 |
a1 |
a2 |
a3 |
t |
3,066386692 |
8,340973484 |
1,200472 |
2,659535839 |
t крит |
2,17881283 |
|||
Спец (2) |
a0 |
a1 |
a2 |
|
t |
2,804294883 |
6,81371429 |
1,498568 |
|
t крит |
2,160368656 |
|||
Спец (3) |
a0 |
a1 |
||
t |
13,39985342 |
8,224940132 |
||
t крит |
2,144786688 |
Из результатов t -критерия, представленных в таблице 2 видно, что незначимой для модели является и разница между количеством работающих мужчин и женщин. Исключив из модели незначащие переменные, можем рассматривать модель линейной парной регрессии.
Проверка условий теоремы Гаусса-Маркова для модели дает нам следующие выводы.
По тесту Голдфелда-Квандта оба неравенства
выполняются, следовательно, гипотеза о гомоскедастичности случайного возмущения принимается.
Проверяем гипотезу об отсутствии автокорреляции случайного возмущения при помощи теста Дарбина-Уотсона. Тест Дарбина-Уотсона тестирует частный случай автокорреляции.
.
М1=(0;], M2=[; ], M3=[1,6; 2,63], M4=[2,63; 2,9], M5=[2,9;4)
Так как величина статистики Дарбина-Уотсона (DW) оказывается во множестве M1, можно сказать, что случайные остатки в модели подвержены положительной автокорреляции. Она проявляет себя и визуально: оценки случайных остатков длительное время сохраняют, как правило, один знак.
Причина данного обстоятельства заключается в ошибочной спецификации модели – скорее всего в модели пропущена значимая объясняющая переменная.
Проверка адекватности модели линейной парной регрессии
(2)
по двум контролирующим наборам данных показала, что модель адекватна.
В связи с наличием положительной автокорреляции остатков оцененной модели (2) доверять нельзя, т.к. оценки её параметров не являются эффективными. Это означает, что необходима доработка модели. Отказ от 2-ойпеременнойоказалась вызывает большие подозрения, так как этот фактор в действительности играет немаловажную роль для показателя рождаемости.
Список литературы
1. Эконометрика: учеб. пособие / В.А. Бывшев. – М.: Финансы и статистика, 2008. – 480 с.
2. http://www.gks.ru/ - Федеральная служба государственной статистики