рj’ = ( 1/6 1/6 1/3 1/3 )
Наибольший доход при пробной операции будет получен при 3-ем решении. Теперь выясним, стоит ли производить пробную операцию, т.е. найдем разность между средним ожидаемым доходом от основной операции (см. Правило максимизации среднего ожидаемого дохода) и полученными в результате пробной операции данными, (83/6 - 7,7 = 184/30 = 92/15 6,13). В итоге можно сказать, что стоимость пробной операции в данном примере не должна превышать 6,13.
Для нахождения лучших операций иногда применяют подходящую взвешивающую формулу, которая для пар (Q, r) дает одна число, по которому и определяют лучшую операцию.
Для анализа ситуаций можно применить взвешивающую формулу E(Q, r) = 4Q - r. Данная формула говорит, что доход ценится в четыре раза больше, чем риск, т.е. увеличение риска на 4 компенсируется увеличением дохода на единицу.
E1 = 4*2.6 - 6.6 = 3.8
E2 = 4*6.2 - 3 = 21.8
E3 = 4*7.7 - 1.5 = 29.3
E4 = 4*(-5.9) - 25.1 = -48.7
Согласно этой формуле лучшей операцией считается операция № 3, а худшей — операция № 4.
Составим матрицу Q.
pj = ( 1/4 1/4 1/3 1/6 )
Риск как среднее квадратическое отклонение — еще одно понимание риска. Рассмотрим какую-нибудь операцию, доход которой есть случайная величина Q. Как уже указывалось, средний ожидаемый доход — это математическое ожидание случайно величины Q. А вот среднее квадратическое отклонение Q= — это мера разбросанности возможных значений дохода вокруг среднего ожидаемого дохода. Напомним, что D[Q] = M[(Q - mQ)2].
Найдем риски в их новом определении ri доходов Qi.
= 10/4+8/4+2/3+4/6 = 70/12 5.83
= -6/6-2/4+10/3-6/6 = 4/12 0.33
= 10/4+2/4+4/3+16/6 = 84/12 = 7
= -6/6+15/4-4/3+3/6 = 17/12 1.42
D1 = 2384/144 16.56 r1 4.07
D2 = 443/9 49.22 r2 7.02
D3 = 25 r3 = 5
D4 = 10091/144 70.08 r4 8.37
Нанесем средние ожидаемые доходы и риски на плоскость — доход откладываем по вертикали, а риски — по горизонтали.
Получили четыре точки. Чем выше точка (q, r), тем более доходная операция, чем точка правее — тем более она рисковая. Значит, нужно выбирать точку левее и выше. Точка (q’, r’) доминирует точку (q, r), если q’q и r’r. В данном примере точка Q3 доминирует точки Q2 и Q4, точка Q1 доминирует точки Q2 и Q4. Точки Q1 и Q3 несравнимы — доходность 3-ей больше, но и риск ее тоже больше. Точка, не доминируемая никакой другой, называется оптимальной по Парето, а множество всех таких точек называется множеством оптимальности по Парето. Легко видеть, что если из рассмотренных операций надо выбрать лучшую, то ее обязательно надо выбирать из операций, оптимальный по Парето.
Предположим, что все операции независимы друг от друга, тогда можно выяснить, нет операции, являющейся линейной комбинацией основных операций, более хорошей, чем имеющиеся.
Теперь найдем , при которой риск будет минимальным. Т.к. стремится к минимуму, то также стремиться к минимуму.
График данной функции представляет собой параболу, ветви направлены вверх, значит, минимальное значение данной функции будет в точке перегиба — операция, являющаяся линейной комбинацией основных операций, будет иметь минимальный риск при . Этот риск будет равен 3.38, а доход соответственно 6,08. Полученная точка Q’(6.08, 3.38) доминирует точку Q1(5.83,4.07).
Для нахождения лучших операций иногда применяют подходящую взвешивающую формулу, которая для пар (q, r) дает одно число, по которому и определяют лучшую операцию.
Для анализа ситуаций применим взвешивающую формулу E(Q, r) = 4Q - r. Данная формула говорит, что доход ценится в четыре раза больше, чем риск, т.е. увеличение риска на 4 компенсируется увеличением дохода на единицу.
Тогда для 1-ой операции Е = 19.25, для 3-ей операции Е = 23. При сравнении результатов анализа видно, что при данном отношении к рискованности операций лучшей является 3-я операция.
Исходные данные: ежедневные суммарные зачисления по счетам юридических лиц за апрель месяц.
число месяца
день недели
сумма (тыс. руб)
1
ср
47
2
чт
44
3
пт
31
4
сб
28
5
вс
6
пн
42
7
вт
48
8
39
9
40
10
38
11
15
12
13
45
14
53
41
16
27
17
56
18
25
19
20
51
21
32
22
49
23
24
35
26
58
59
29
30
числовой ряд (хi)
частота
(mi)
частость
(=mi/n)
выборочная функция распределения
0,04
0,08
0,12
0,15
0,19
0,23
0,27
0,31
0,35
0,38
0,42
0,46
0,50
0,54
0,58
0,62
0,65
0,69
0,73
0,77
0,81
0,85
0,88
0,92
0,96
1,00
График выборочной функции распределения .
Теперь построим интервальный вариационный ряд. Рассчитаем длину интервала по формуле , где а — верхняя граница и b — нижняя граница для интервалов, v — количество интервалов. Для данного примера а = 59, b = 13, v = 6, а h = 9.
интер-валы
[ai-ai+1)
сере-
дина интер-вала
(yi)
()
выборочная функция распределе-ния
выборочная плотность
9-18
13,5
0,22
18-27
22,5
0,16
27-36
31,5
0,43
0,78
36-45
40,5
0,66
0,67
45-54
49,5
0,56
54-63
58,5
0,44
График функции распределения выглядит следующим образом.
Многоугольник интервальных частостей дает более наглядное представление о закономерности изменения ежедневных денежных потоков, т.к. суммы зачислений в разные дни различны и их можно анализировать только по их вхождению в какой-либо интервал.
Выборочное среднее считается следующим способом:
, где v — число вариантов выборки, но в данном примере v = n. .
, таким образом можно найти лишь приближенное значение выборочной средней. .
Аналогом дисперсии является выборочная дисперсия:
Среднее квадратическое отклонение рассчитывается как квадратный корень из дисперсии.
Исследуемая нами большая совокупность называется генеральной совокупностью. Теоретически может быть бесконечной В данном примере выборка состоит из 26 элементов. Понятия генеральной совокупности и случайной величины взаимозаменяемы.
Любая функция от выборки называется статистикой.
Пусть — некоторый параметр с.в. Х. Мы хотим определить хотя бы приближенно, значение этого параметра. С этой целью подбираем статистику , которая должна оценивать, может быть приближенно, параметр .
Заметим, что любая статистика есть с.в., поскольку она определена на выборках. Статистику , определенную на выборках объемом n, будем обозначать.
Статистика должна удовлетворять следующим требованиям:
Генеральная средняя удовлетворяет обоим условиям, поэтому составляет , но генеральная дисперсия удовлетворяет лишь первому условия, поэтому ее “подправляют”, умножая на . В результате, . Это и является несмещенной оценкой генеральной дисперсии.
Для построения графика выборочной функции плотности рассчитывается выборочная плотность (см. выше).
Теперь отметим на графике и интервалы и , если .
Площадь многоугольника, опирающегося на интервал , примерно равна 3/4, а площадь многоугольника, опирающегося на интервал, равна единице.
Предположим, что размер ежедневного суммарного зачисления по счетам юридических лиц, обозначим его через случайную величину Х, имеет нормальный закон распределения , тогда плотность распределения вероятностей равна , а функция распределения .
Отметим полученные точки на графике
Положение о нормальном законе распределения не противоречит исходным данным.
Вероятность попадания ежедневного суммарного зачисления по счетам юридических лиц в интервал равна 0.364, в интервал — 0,996.
Теперь рассчитаем, за сколько дней надо иметь информацию, чтобы с вероятностью не менее 0.9 можно было ожидать, что вычисленное по этой информации среднее зачисление отличается от генерального среднего зачисления по абсолютной величине не более, чем на 10% величины среднего зачисления.
Исходные данные — ежедневные суммарные списания со счетов юридических лиц за апрель месяц.
46
54
57
52
33
50
36
43
62
Построим интервальный вариационный ряд и график выборочной функции плотности.
8-16
0,005
16-24
0,010
24-32
0,024
32-40
0,019
40-48
0,029
48-56
56-64
60
0,014
Выборочная функция плотности.
Найдем несмещенные выборочные оценки
Предположим, что размер ежедневных суммарных списаний со счетов юридических лиц — нормально распределенная случайная величина, тогда функция плотности .
Нанесем точки на график
Предположение о нормальном законе распределении не противоречит исходным данным.
Исходные данные: ежедневные суммарные зачисления и списания со счетов юридических лиц за апрель месяц.
сумма зачислений (тыс. руб)
сумма списаний (тыс. руб)
61
Построим двумерную корреляционную таблицу:
i
j
Y \ X
0
ni
0,57
0,33
Общая средняя , .
Общая дисперсия ,
Средняя из групповых дисперсий , .
Дисперсия групповых средних ,
Выборочная средняя и дисперсия компоненты Х : и (расчеты см. выше).
График поля корреляции и линия групповых средних компоненты Y.
Y\X=12
M[Y/X=12] = 22,5
D[Y/X=12] = 0
Y\X=20
1/2
M[Y/X=20] = 22,5
D[Y/X=20] = 81
Y\X=28
1/5
2/5
M[Y/X=28] = 33,3
D[Y/X=28] = 207,36
Y\X=36
1/4
M[Y/X=36] = 45
D[Y/X=36] = 101,25
Y\X=44
2/6
1/6
M[Y/X=44] = 45
D[Y/X=44] = 128,25
Y\X=52
3/5
M[Y/X=52] = 40,5
D[Y/X=52] =32,4
Y\X=60
1/3
M[Y/X=60] = 40,5
D[Y/X=60] = 54
D[Y, ост] = 121,25
Коэффициент детерминации К = 1 - 121,25/169 = 0,28
Корреляционное отношение (близость корреляционного отношения к единице указывает на то, что зависимость Y от Х близка к функциональной).
Корреляционный момент
,
Коэффициент корреляции , . Показывает степень линейной зависимости между случайными величинами.
Выборочный коэффициент детерминации , равен 1,008.
Выборочное корреляционное отношение , равен 1,004.
Отношение коэффициента детерминации и коэффициента корреляции равно 0,76.
Уравнение регрессии y=0.37x+25.57. Прямая регрессии обязательно проходит через точку .
Теперь оценим, на сколько процентов (по отношению к размеру среднего ежедневного зачисления) изменится ожидаемое значение ежедневного списания при увеличении на 1% (по отношению к размеру ежедневного списания) ежедневного зачисления.
y=0.37x+25.57
(0,37*40,4+25,57)/(0,37*40+25,57)=1,004
Значит, при увеличении ежедневного зачисления на 1% ожидаемое значение ежедневного списания увеличится на 0,4%.
Страницы: 1, 2
