Page 206 - 6251

 23590, 0,0086 - 0,2388 
 
 0,0214 - 0,3349 0,1124 
 0,0929 0,2447 - 0,0281 
 
0,1644 0,0515 - 0,2889 
 - 0,2645 - 0,1632 0,6743 
X    
0,3789 - 0,1632 - 0,0983 
 
 0,0214 0,1374 0,2529 

 0,3350- - 0,3349 0,0421 
 
 - 0,6219 - 0,1632 0,0421 
 
 0,3074 0,7170 - 0,4495 

Крок 2. Знаходження кореляційної матриці R:


R  X   X , (3.36)


де X – матриця, транспонована до матриці X . Ця матриця
симетрична і має розмір 3×3. Для даної задачі:

 1 0,54325 - 0,59266 
 
R  0 ,54325 1 - 0,56404


 
 - 0,59266 - 0,56404 1 
Кожен елемент цієї матриці характеризує тісноту зв’язку однієї

незалежної змінної з іншою. Оскільки діагональні елементи
характеризують тісноту зв’язку кожної незалежної змінної з цією ж
змінною, то вони дорівнюють одиниці. Тут треба зауважити, що
при знаходженні добутку матриць X   X внаслідок неточності

обчислень числові значення діагональних елементів можуть лише
наближатись до одиниці. Якщо це так, то її замінюють одиницями.
Інші елементи матриці R трактуються так:

r x 1 x 2  0 ,54325; r x 1 x 3  0 ,59266; r x 2 x 3  0 ,56404 , тобто вони є
парними коефіцієнтами кореляції незалежних змінних. На основі

цих коефіцієнтів можна зробити висновок, що між змінними Х , Х ,
1
2
Х існує зв’язок. Але чи можна ствердь-жувати, що цей зв’язок є
3
явищем мультиколінеарності і він буде негативно впливати на
оцінку економетричної моделі?
Щоб відповісти на це питання, треба продовжити дослідження
економетричної моделі на основі алгоритму Фаррара-Глобера і в

205