Wprowadzenie. Wojciech HYB, Joanna KALETA

Podobne dokumenty
Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. Zadanie 1. Rozważamy proces nadwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskretnym postaci: n

MIANO ROZTWORU TITRANTA. Analiza statystyczna wyników oznaczeń

TRANZYSTORY POLOWE JFET I MOSFET

EKONOMETRIA. Liniowy model ekonometryczny (regresji) z jedną zmienną objaśniającą

METODY PROGNOZOWANIA Z WYKORZYSTANIEM TRENDU POTĘGOWEGO

Analiza rynku projekt

Sygnały pojęcie i klasyfikacja, metody opisu.

Metody oceny efektywności projektów inwestycyjnych

Niepewności pomiarowe

Szacowanie składki w ubezpieczeniu od ryzyka niesamodzielności

Czas trwania obligacji (duration)

, gdzie b 4c 0 oraz n, m ( 2). 2 2 b b b b b c b x bx c x x c x x

Metrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

Analiza wyników symulacji i rzeczywistego pomiaru zmian napięcia ładowanego kondensatora

1. Element nienaprawialny, badania niezawodności. Model matematyczny elementu - dodatnia zmienna losowa T, określająca czas życia elementu

PROGNOZY I SYMULACJE

Ćwiczenia nr 5. TEMATYKA: Regresja liniowa dla prostej i płaszczyzny

ESTYMACJA PARAMETRÓW FUNKCJI REGRESJI METODĄ KLASYCZNĄ ORAZ METODAMI BOOTSTRAPOWYMI**

Szereg geometryczny. 5. b) b n = 4n 2 (b 1 = 2, r = 4) lub b n = 10 (b 1 = 10, r = 0). 2. jest równa 1 x dla x = 1+ Zad. 3:

D:\materialy\Matematyka na GISIP I rok DOC\07 Pochodne\8A.DOC 2004-wrz-15, 17: Obliczanie granic funkcji w punkcie przy pomocy wzoru Taylora.

3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej

ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI

Pobieranie próby. Rozkład χ 2

Miary rozproszenia. Miary położenia. Wariancja. Średnia. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i.

licencjat Pytania teoretyczne:

1.3. Metody pomiaru efektu kreacji wartości przedsiębiorstwa

Gretl konstruowanie pętli Symulacje Monte Carlo (MC)

Miary położenia. Miary rozproszenia. Średnia. Wariancja. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i.

ANALIZA DYNAMIKI ZJAWISK (dok.) WYGŁADZANIE szeregu czasowego

Obligacja i jej cena wewnętrzna

Jak obliczać podstawowe wskaźniki statystyczne?

t - kwantyl rozkładu t-studenta rzędu p o f stopniach swobody

21. CAŁKA KRZYWOLINIOWA NIESKIEROWANA. x = x(t), y = y(t), a < t < b,

Dendrochronologia Tworzenie chronologii

Ćwiczenie 3. H 1 : p p 0 H 3 : p > p 0. b) dla małej próby statystykę testową oblicza się za pomocą wzoru:

METODY APROKSYMACJI MATEUSZ WAGA. Gimnazjum im. Jana Matejki w Zabierzowie

DYNAMIKA KONSTRUKCJI

POMIAR PARAMETRÓW SYGNAŁOW NAPIĘCIOWYCH METODĄ PRÓKOWANIA I CYFROWEGO PRZETWARZANIA SYGNAŁU

Efektywność projektów inwestycyjnych. Statyczne i dynamiczne metody oceny projektów inwestycyjnych

WYKORZYSTANIE METODY MOVING BLOCK BOOTSTRAP W PROGNOZOWANIU SZEREGÓW CZASOWYCH Z WAHANIAMI OKRESOWYMI *

KRÓTKOTERMINOWE PROGNOZOWANIE WIELKO CI UDZIAŁU KOMPONENTÓW USZKODZONYCH W PRODUKCJI CAŁKOWITEJ Z WYKORZYSTANIEM KLASYCZNYCH METOD PREDYKCJI

Estymacja: Punktowa (ocena, błędy szacunku) Przedziałowa (przedział ufności)

Modele tendencji rozwojowej STATYSTYKA OPISOWA. Dr Alina Gleska. Instytut Matematyki WE PP. 18 listopada 2017

Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN Nr

Wykład FIZYKA I. 2. Kinematyka punktu materialnego. Dr hab. inż. Władysław Artur Woźniak

D-1 WYDZIAŁ PPT LABORATORIUM Z ELEKTROTECHNIKI I ELEKTRONIKI. i czasowe. ĆWICZENIE NR 7. Sygnały Elektryczne parametry częstotliwościowe

MATEMATYKA wykład 1. Ciągi. Pierwsze 2 ciągi są rosnące (do nieskończoności), zaś 3-i ciąg jest zbieŝny do zera. co oznaczamy przez

LVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 3 października 2011 r.

Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych (w zakresie materiału przedstawionego na wykładzie organizacyjnym)

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 2, lato 2018/19

ANALIZA PRZYCZYNOWOŚCI W ZAKRESIE ZALEŻNOŚCI NIELINIOWYCH. IMPLIKACJE FINANSOWE

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1, zima 2016/17

4. MODELE ZALEŻNE OD ZDARZEŃ

SZACOWANIE KOSZTÓW PROCESU MONTAŻU NA PRZYKŁADZIE WYBRANEGO TYPOSZEREGU WYROBÓW

Testowanie hipotez. H 1 : µ 15 lub H 1 : µ < 15 lub H 1 : µ > 15

3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej

MODELE PROGNOSTYCZNE SPRZEDAśY ENERGII ELEKTRYCZNEJ ODBIORCOM WIEJSKIM OPARTE NA WYMIARZE FRAKTALNYM, LOGISTYCZNE I KRZYśOWANIA HEURYSTYCZNEGO

EKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar.

Podstawy zarządzania finansami przedsiębiorstwa

Statystyka opisowa. () Statystyka opisowa 24 maja / 8

OCENA POPYTU POPYT POJĘCIA WSTĘPNE. Definicja: Popyt to ilość dobra, jaką nabywcy gotowi są zakupić przy różnych poziomach ceny.

O pewnych zastosowaniach rachunku różniczkowego funkcji dwóch zmiennych w ekonomii

Zajęcia 2. Estymacja i weryfikacja modelu ekonometrycznego

Projekt ze statystyki

Analiza możliwości wykorzystania wybranych modeli wygładzania wykładniczego do prognozowania wartości WIG-u

METROLOGICZNE WŁASNOŚCI SYSTEMU BADAWCZEGO

STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY

Korelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

Przełączanie diody. Stan przejściowy pomiędzy stanem przewodzenia diod, a stanem nieprzewodzenia opisuje się za pomocą parametru/ów czasowego/ych.

2. Schemat ideowy układu pomiarowego

Miary położenia (tendencji centralnej) to tzw. miary przeciętne charakteryzujące średni lub typowy poziom wartości cechy.

Aktualizacja współczynników równoważności pojazdów ciężarowych i autobusów

STATYSTYKA I ANALIZA DANYCH

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych

Błędy kwantyzacji, zakres dynamiki przetwornika A/C

Wygładzanie metodą średnich ruchomych w procesach stałych

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH

Metody badania wpływu zmian kursu walutowego na wskaźnik inflacji

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Opracowanie danych pomiarowych. dla studentów realizujących program Pracowni Fizycznej

Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA

Eksploracja danych. KLASYFIKACJA I REGRESJA cz. 1. Wojciech Waloszek. Teresa Zawadzka.

INSTRUMENTY DŁUŻNE. Rodzaje ryzyka inwestowania w obligacje Duracja i wypukłość obligacji Wrażliwość wyceny obligacji

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych

E5. KONDENSATOR W OBWODZIE PRĄDU STAŁEGO

WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE

LABORATORIUM MODELOWANIA I SYMULACJI. Ćwiczenie 5

LABORATORIUM METROLOGII

Rozruch silnika prądu stałego

PREDYKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WYKORZYSTANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WYBRANE MODELE EKONOMETRYCZNE I PERCEPTRON WIELOWARSTWOWY

System finansowy gospodarki

PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH

Rentgenowska analiza fazowa jakościowa i ilościowa Wykład 9

PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH

Transkrypt:

Wojciech HYB, Joaa KALETA Kaedra Zasosowań Maemayki Deparme of Applied Mahemaics Porówaie meod wyzaczaia współczyików modelu maemayczego a przykładzie progozy liczby ludości świaa Compariso of mehods of deermiaio of mehemaical model coefficies o he example of world populaio projecio Słowa kluczowe: ludość świaa, model maemayczy, progoza Key words: world populaio, mahemaical model, projecio Wprowadzeie Praca doyczy zagadieia progozy liczby ludości świaa, a jej celem jes zbadaie wpływu zmiay meody wyzaczaia paramerów załoŝoego modelu a progozę. Dzięki zasosowaiu iej miary dopasowaia (Hyb 2003) moŝliwe będzie uzyskaie zaczie miejszych błędów predykcji. JuŜ od czasów Eulera próbowao dobrać idealy model demograficzy pasujący do edecji cechującej zmiaę liczby ludości w usaloym przedziale czasowym z uwzględieiem progozy. Sosowao w ym celu dwa modele: deermiisyczy i z redem wzrosowym. Jedak obydwa dawały rozbieŝe progozy, a wyiki odbiegały od rzeczywisości. W połowie XIX wieku belgijski maemayk F.F. Verhuls zapropoował krzywą logisyczą, zakładającą zmieość współczyika wskaźika urodzeń jako model dopasowujący się do wzrosu populacji ludzkiej zarówo a całym świecie, jak i w poszczególych pańswach. Ze względu a rudości w orzymaiu właściwych esymaorów paramerów ej krzywej i iepewość podawaych przez ią progoz, szczególie długoermiowych, okazało się, Ŝe wspomiaa krzywa akŝe ie saowi miarodajego modelu. Nadal jedak sosowao w demografii krzywą logisyczą, zwłaszcza Ŝe w 985 roku opracowao meodę zw. zadowalającej esymacji paramerów ej fukcji (Smolik 985). 94 W. Hyb, J. Kalea

Poszukiwao rówieŝ iych modeli demograficzych, a w 996 roku S. Smolik zapropoował model posaci ˆ c y f ( ) a arcg( b e ) () gdzie: ŷ liczba ludości świaa (w milioach) obliczoa wzorem () dla roku o umerze, a, b, c współczyiki modelu, azywae akŝe paramerami srukuralymi (Smolik 996). Za ajlepsze esymaory iezaych paramerów a, b, c dla modelu () przyjęo w pracy Smolika (996) e warości, dla kórych suma kwadraów odchyleń: S ( a, b, c) [ y a arcg( b e c )] 2 (2) osiąga warość ajmiejszą (y rzeczywisa liczba ludości świaa w roku o umerze ). Prowadzi o do klasyczej meody wyzaczaia fukcji regresji, kórą jes maksymalizacja współczyika korelacji krzywoliiowej (Elad 964). Praca Smolika (996) jes iezwykle ciekawa z uwagi a rafość w doborze modelu opisującego umeryczy wzros populacji świaa w laach 950 985 wraz z progozą od 986 do 994 roku (Smolik 996, ab. ), a akŝe ze względu a przeprowadzoy przez auora sposób esymacji paramerów fukcji regresji (). Zapropoowaa przez Smolika fukcja regresji ma posać: ˆ 0, 02 y 9 000 arcg(0,27 e ) (3) gdzie ozacza umer daego roku (przyjęo dla roku 950). Zmiaa miary dopasowaia a progoza liczby ludości świaa W prezeowaej pracy adal rozwaŝay jes model określoy wzorem (), ale jego współczyiki a, b, c posaowioo wyzaczyć, miimalizując proceowy średi błąd względy MRE 00% (mea relaive error) określoy wzorem (Hyb 2003): MRE 00% y y yˆ a arcg( b e y y c 00% ) 00% (4) Miimalizacja zaleŝości (4) ze względu a paramery a, b, c jes moŝliwa ylko w sposób umeryczy. JedakŜe sosowaie owoczesych meod i echik obliczeiowych pozwala zlokalizować dokładiej obszar poszukiwaia paramerów, a asępie obliczyć ich przybliŝoe warości, sosując p. meodę Newoa-Marquarda. Aby porówać orzymae wyiki, posaowioo wyzaczyć warości współczyików a, b, c, uŝywając daych z la 950 985 i przyjmując za rok 950 oraz za 36 rok 985, aalogiczie jak w pracy Smolika (996). Miimalizując proceowy średi błąd względy (4) uzyskao fukcję regresji w posaci: 0,022 zˆ 9500 arcg(0,254 e ) (5) Porówaie meod wyzaczaia współczyików modelu maemayczego... 95

Orzymae wyiki dla la 956 985 zesawioo w abeli, w kórej y ozacza rzeczywisą liczbę ludości świaa, ŷ jes obliczoe wzorem (3), ẑ jes obliczoe wzorem (5), aomias RE ozacza błąd względy w proceach (relaive error), obliczoy odpowiedio dla warości ŷ i ẑ,. Nasępie przedsawioo progozę liczby ludości świaa a laa 986 2000 dla fukcji regresji (3) i (5) oraz sprawdzoo dokładość ych progoz za pomocą błędów względych, dyspoując daymi ( y ) uzyskaymi z ONZ (ab. 2) i przyjmując ozaczeia jak w abeli. Podsumowaie i wioski Aaliza wyików przedsawioych w abeli prowadzi do wiosku, Ŝe fukcje regresji określoe wzorami (3) i (5) dają dobre przybliŝeie rzeczywisej liczby ludości świaa. Średi błąd względy esymacji dla fukcji (5) jes ieco miejszy iŝ dla fukcji (3), co ma związek z ią meodą wyzaczaia współczyików. Naomias w przypadku progozy fukcja regresji (5), kórej współczyiki wyzaczoo za pomocą miary dopasowaia (4), gwarauje większą dokładość iŝ fukcja określoa wzorem (3). Miarą ej dokładości są zaczie miejsze warości błędów względych w kolumie RE dla wzoru (5) iŝ dla wzoru (3) (ab. 2). Poado moŝa swierdzić, Ŝe progoza a laa 986 993 orzymaa przy zasosowaiu fukcji (5) jes dokłada. Świadczą o ym bardzo małe warości błędów względych. Największy błąd względy orzymay w 2000 roku dla fukcji (5) wyosi 2,37%, a dla fukcji (3) jes rówy 5,%. PoiewaŜ od 996 roku progoza orzymaa przy zasosowaiu fukcji (3) daje błąd względy poad 3%, więc aleŝy uzać ją za iewysarczającą. Dodakowo zamieszczoo w pracy abelę 3, z kórej wyika, Ŝe progozy liczby ludości świaa wyzaczoe a koleje laa fukcjami regresji (3) i (5) róŝią się isoie. Poado moŝa swierdzić, Ŝe asympoycza liczba ludości świaa asympoa pioowa fukcji posaci () wyosi 4922,6 ml dla fukcji (5) i 29845, ml dla fukcji (3), a ajwiększy przyros roczy liczby ludości świaa wyiesie 03,9 ml w 202 roku dla fukcji (5) i 90,0 ml w roku 2053 dla fukcji (3). Orzymae wyiki sugerują, Ŝe meoda wyzaczaia współczyików fukcji regresji za pomocą miary dopasowaia (4) moŝe dawać zaczie lepsze progozy liczby ludości świaa, zwłaszcza w długim okresie czasowym. Waro zaem poszukiwać współczyików modelu maemayczego, posługując się ie ylko meodami klasyczymi. Lieraura ELANDT R. 964: Saysyka maemaycza w zasosowaiu do doświadczalicwa roliczego. PWN, Warszawa. HYB M. 2003: Aaliza saysycza wybraych charakerysyk kosolidacyjych gruów orgaiczych. Przegląd Naukowy IŜyieria i Kszałowaie Środowiska 2 (XVII): 56 65. SMOLIK S. 985: Wyzaczaie paramerów krzywej logisyczej. Przegląd Saysyczy, XXXII, 4: 365 373. 96 W. Hyb, J. Kalea

SMOLIK S. 996: Log-erm Projecio of Numerical Growh of Populaio. II Krajowa Koferecja Zasosowań Maemayki w Biologii i Medycyie. Summary Compariso of mehods of deermiaio of mehemaical models coefficies o he example of world populaio projecio. Aalysis of he resuls obaied i his paper idicaes, i some sese, predomiace of he mehod deermiig regressio fucio coefficies (fi measure (4)) over he mehod usig fi measure (2). Thaks o fi measure (4) oe ca obai more exac projecios, paricularly logerm projecios. Auhors address: Wojciech Hyb, Joaa Kalea Szkoła Główa Gospodarswa Wiejsiego Kaedra Zasosowań Maemayki 02-787 Warszawa, ul. Nowoursyowska 59 Polad e-mail: hyb@alpha.sggw.waw.pl kalea@alpha.sggw.waw.pl Porówaie meod wyzaczaia współczyików modelu maemayczego... 97

Sreszczeie Wojciech Hyb, Joaa Kalea Kaedra Zasosowań Maemayki Warsaw Agriculural Uiversiy SGGW 02-787 Warszawa, ul. Nowoursyowska 66 e-mail: hyb@alpha.sggw.waw.pl kalea@alpha.sggw.waw.pl Porówaie meod wyzaczaia współczyików modelu maemayczego a przykładzie progozy liczby ludości świaa W pracy wyzaczoo współczyiki pewego modelu maemayczego opisującego wzros populacji ludzkiej meodą miimalizacji średiego błędu względego. Orzymae wyiki, szczególie dla progozy, okazały się zaczie lepsze iŝ uzyskae wcześiej przez dla aalogiczego modelu, kórego współczyiki wyzaczoo klasyczą meodą ajmiejszych kwadraów. Przedsawioo akŝe hipoeyczy rozwój ludości świaa a laa 2005-200. W kokluzji swierdzoo, Ŝe aleŝy poszukiwać owych meod wyzaczaia współczyików fukcji regresji. 98 W. Hyb, J. Kalea