O‘zbеkiston rеspublikasi oliy va o‘rta maxsus ta'lim vazirligi toshkеnt davlat iqtisodiyot univеrsitеti

6.3.Regression modelning to‘liq spetsifikatsiyasi.
Oddiy chiziqli regression modelning to‘liq spetsifikatsiyasi (1) regression tenglamadan va 5 ta birlamchi yo‘l qo‘yishlardan tashkil topgan.

Shu yo‘l qo‘yishlarni ko‘rib chiqamiz. Birinchi ikki taxmin shundan iboratki, X ning xar bir qiymati uchun  hato nol qiymat atrofida me’yoriy taqsimlangan. Taxmin qilinadiki, i uzluksiz kattalik hisoblanib,o‘rtacha atrofida simmetrik taqsimlangan dan gacha o‘zgaradi va uning taqsimlanishi 2 o‘lcham o‘rtacha va variatsiya yordamida aniqlanadi.

Demak:

Birinchi taxmin: _i - me’yoriy taqsimlangan.

Ikkinchi taxmin: - o‘rtacha hato nolga teng.

Haqiqatda biz stoxastik hatoni har bir qiymatini, ko‘pgina sabablar natijasi sifatida ko‘rishimiz mumkinki, bunda har bir sabab bog‘liq o‘zgaruvchini, u determinisitik hisoblanishi mumkin bo‘lgan qiymatdan sezilarsiz tarzda og‘diradi.

Bunday ko‘zdan kechirishda o‘lchash hatosi o‘xshashi bilan taqsimot hatosi to‘g‘ri va shuning uchun o‘rtacha hatoni me’yoriyligini va nolga tengligi haqida taxminlar o‘xshash.

Uchinchi taxmin gomoskediklikka tegishli bo‘lib, u har bir hato 2 ning qiymati noma’lum bo‘lgan bir xil variatsiyaga iga ekanligini anglatadi. Bu taxmin, masalan X ning katta qiymatlari uchun hato dispersiyasini imkoni, huddi kichik qiymatlardagi kabi degan tasdiq bilan kelishiladi. Yuqorida ko‘rib o‘tilgan ishlab chiqarish funksiyasida, bu taxminga asosan ishlab chiqarishdagi variatsiya ham, ish kuchi qiymatiga bog‘liq emas.

Uchinchi taxmin: Gomoskediklik:

. (8)

To‘rtinchi taxmin: qoldiqdagi avtokorrelyatsiya bilan bog‘liq. Taxmin qilinadiki, hatolar orasida avtokorrelyatsiya yo‘q, ya’ni avtokorrelyatsiya mavjud emas:

(9)

Bu taxmin shuni anglatadiki, agar bugun natijadagi ishlab chiqarish kutilgandan ko‘p bo‘lsa, bundan ertaga ishlab chiqarish ko‘p (yoki kam) bo‘ladi degan xulosaga kelish kerak emas.

Birinchi va to‘rtinchi taxmin birgalikda ehtimollik nuqtai-nazaridan, taqsimot hatolari bog‘liq emas deyish imkonini beradi. Shuning uchun 1 , 2,, . . . n o‘zgaruvchini o‘xshash va erkin taqsimlanishi sifatida qaralishi mumkin. E(i)q0 bo‘lgani uchun

. (10)

Bundan

(11)

Beshinchi taxmin: X erkin o‘zgaruvchi stoxastik emasligini tasdiqlaydi. Boshqacha qilib aytganda, X ning qiymatlari nazorat qilinadi yoki butunlay bashorat qilinadi.Bu taxminni muhim qo‘llanilishi shundan iboratki, i va j ning barcha qiymatlari uchun

(12)

Beshinchi taxmin : X qiymatlari stoxastik emas, ular tanlashda tanlov miqyosidan qat’iy nazar o‘xshash

, (13)

noldan farq qiladi va uning n limiti chekli son.

To‘g‘ri, amaliyotda ko‘rsatilgan taxminlarni mutloq mavjudligiga aniq erishish qiyin, lekin biz agar bu taxminlarga taxminan amal qilinsa qoniqish hosil qilamiz. Yuqorida keltirib o‘tilgan taxminlar klassik chiziqli regression model tuzish, Regresiya parametlarini hisoblash uchun zarur.

Taqsimot hatolari me’yoriy va nolga teng deb taxmin qilingani uchun, 2 ning og‘ish dispersiyasi noma’lum hisoblanadi. (1) regression modelda noma’lum deb  va  o‘lcham qiymatlari, shuningdek 2 hato variatsiyalari hisoblanadi.