- •1.1 Краткий исторический обзор
- •1.2 Математические методы и моделирование экономических процессов
- •1.3 Этапы математического моделирования
- •1.4 Классификация математических моделей
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 2. Модели производства
- •2.1 Производственные функции
- •2.1.1 Понятие производственной функции одной переменной
- •2.1.3 Формальные свойства производственных функций
- •2.1.4 Характеристики производственной функции
- •2.2 Задача производителя
- •2.3 Учет налогов
- •2.4 Функции спроса на ресурсы
- •2.5 Модели ценообразования
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 3. Функция полезности
- •3.1. Множество благ
- •3.2. Функция полезности и ее свойства
- •3.3. Предельная полезность и предельная норма замещения благ
- •3.4. Оптимальный выбор благ потребителем
- •3.4.1. Модель задачи оптимального выбора
- •3.5. Взаимная задача к задаче оптимального выбора благ потребителем
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 4. Балансовые модели
- •4.2 Экономико-математическая модель межотраслевого баланса
- •4.3 Коэффициенты прямых и полных материальных затрат
- •4.4 Агрегирование показателей межотраслевого баланса
- •4.5 Анализ экономических показателей
- •4.5.1 Модель затрат труда
- •4.5.2 Модель фондоемкости продукции
- •4.6. Динамическая модель межотраслевого баланса
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 5. Моделирование финансовых операций
- •5.1. Наращение и дисконтирование
- •5.1.1 Проценты и процентные ставки
- •5.1.2 Наращение по простым процентам
- •5.1.3. Сложные проценты
- •5.1.4. Номинальная и эффективная ставки процентов
- •5.1.6. Учет инфляции при наращении процентов
- •5.1.7. Эквивалентность простых и сложных процентных ставок
- •5.1.8. Дисконтирование и наращение по учетной ставке
- •5.1.9. Наращение по учетной ставке
- •5.1.10. Сравнение методов наращения
- •5.1.11. Сравнение методов дисконтирования
- •5.2. Потоки платежей, ренты
- •5.2.1. Основные определения
- •Ренты бывают постоянные и переменные.
- •5.3. Наращенная сумма потока платежей
- •5.3.1. Наращенная сумма годовой ренты
- •5.3.2.Наращенная сумма годовой ренты с начислением процентов m раз в год
- •5.4. Современная величина потока платежей
- •5.4.1. Современная величина годовой ренты
- •5.4.2. Современная величина годовой ренты с начислением процентов m раз в год
- •5.4.3. Современная величина p – срочной ренты ( m = 1)
- •5.4.4. Современная величина p – срочной ренты при начислении процентов m раз в год
- •5.5 Доходность финансовой операции
- •5.5.1. Различные виды доходности операций
- •5.5.2. Учет налогов и инфляции
- •5.5.3. Поток платежей и его доходность
- •5.5.4. Мгновенная доходность
- •5.6. Кредитные расчеты
- •5.6.1. Показатель полной доходности финансово-кредитной операции
- •5.6.2. Баланс финансово-кредитной операции
- •5.6.3. Определение полной доходности ссудных операций с удержанием комиссионных
- •5.6.4. Методы сравнения и анализа коммерческих контрактов
- •5.6.5. Планирование погашения долгосрочной задолженности
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 6. Математическое и компьютерное моделирование
- •6.1. Классификация видов моделирования
- •6.2. Достоинства и недостатки имитационного моделирования
- •6.3. Типовые задачи имитационного моделирования
- •6.4. Социально-экономические процессы как объекты моделирования
- •6.5. Примеры задач имитационного моделирования
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 7. Сущность метода имитационного моделирования
- •7.1. Метод имитационного моделирования и его особенности
- •7.2. Процесс имитации
- •7.3. Формулирование модели
- •7.4. Оценка адекватности модели
- •7.5. Экспериментирование с использованием имитационной модели
- •7.6. Понятие о модельном времени. Механизм продвижения модельного времени
- •7.7. Интерпретация и реализация результатов моделирования
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 8. Имитационная модель глобальной системы
- •8.1. Основные компоненты динамической мировой модели
- •8.2. Концепция «петля обратной связи»
- •8.3. Основные петли «обратных связей» в мировой модели
- •8.4. Основные переменные в мировой модели
- •8.5. Структура модели мировой системы
- •8.6. Основные результаты экспериментов на модели мировой системы
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 9. Метод Монте-Карло и проверка статистических гипотез
- •Тема 10. Моделирование случайных событий
- •10.1. Моделирование простого события
- •10.2 Моделирование полной группы несовместных событий
- •10.3 Моделирование дискретной случайной величины
- •10.4 Моделирование непрерывных случайных величин
- •10.4.1. Метод обратной функции
- •10.4.2. Моделирование случайных величин с показательным распределением
- •10.4.3. Моделирование случайных величин с равномерным распределением на произвольном интервале (a, b)
- •10.4.4 Моделирование случайных величин с нормальным распределением
- •10.4.5. Моделирование случайных величин с усеченным нормальным распределением
- •10.4.6 Моделирование случайных величин с произвольным распределением
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 11. Системы массового обслуживания
- •11.1. Основные понятия. Классификация СМО
- •11.2 Понятие марковского случайного процесса
- •11.3 Потоки событий
- •11.4. Уравнения Колмогорова. Предельные вероятности состояний
- •11.5. Процесс гибели и размножения
- •11.6. CMО с отказами
- •11.7. СМО с ожиданием (очередью)
- •Вопросы для самопроверки
- •Тема 12. Модели управления запасами
- •12.1. Основные понятия
- •12.2. Статическая детерминированная модель без дефицита
- •12.3. Статическая детерминированная модель с дефицитом
- •12.4. Стохастические модели управления запасами
- •12.5. Стохастические модели управления запасами с фиксированным временем задержки поставок
- •Вопросы для самопроверки
- •ЛИТЕРАТУРА
133
Тема 9. Метод Монте-Карло и проверка статистических гипотез
Определение: Методом Монте-Карло называется численные методы решения математических задач при помощи моделирования случайных величин.
Название “Монте-Карло” произошло от города “Монте-Карло”, известного своими казино, т.к. простейшим прибором для генерирования случайных чисел служит игральная рулетка.
Статистические испытания по методу Монте-Карло представляют собой простейшее имитационное моделирование при полном отсутствии каких-либо правил поведения. Получение выборок по методу Монте-Карло - основной принцип компьютерного моделирования систем, содержащих стохастические или вероятностные элементы. Зарождение метода связано с работой фон Неймана и Улана в конце 1940-х гг., когда они ввели для него название «Монте-Карло» и применили его к решению некоторых задач экранирования ядерных излучений. Этот математический метод был известен и ранее, но свое второе рождение нашел в Лос-Аламосе в закрытых работах по ядерной технике, которые велись под кодовым обозначением «Монте-Карло». Применение метода оказалось настолько успешным, что он получил распространение и в других областях, в частности в экономике.
Поэтому многим специалистам термин «метод Монте-Карло» иногда представляется синонимом термина «имитационное моделирование», что в общем случае неверно. Имитационное моделирование - это более широкое понятие, и метод Монте-Карло является важным, но далеко не единственным методическим компонентом имитационного моделирования.
Согласно методу Монте-Карло проектировщик может моделировать работу тысячи сложных систем, управляющих тысячами разновидностей подобных процессов, и исследовать поведение всей группы, обрабатывая статистические данные. Другой способ применения этого метода заключается в том, чтобы моделировать поведение системы управления на очень большом промежутке модельного времени (несколько лет), причем астрономическое время выполнения моделирующей программы на компьютере может составить доли секунды. Рассмотрим метод Монте-Карло подробнее.
В различных задачах, встречающихся при создании сложных систем, могут использоваться величины, значения которых определяются случайным образом. Примерами таких величин являются:
•случайные моменты времени, в которые поступают заказы на фирму;
•загрузка производственных участков или служб объекта экономики;
•внешние воздействия (требования или изменения законов, платежи по штрафам и
др.);
•оплата банковских кредитов;
•поступление средств от заказчиков;
В качестве соответствующих им переменных могут использоваться число, совокупность чисел, вектор или функция. Одной из разновидностей метода МонтеКарло при численном решении задач, включающих случайные переменные, является метод статистических испытаний, который заключается в моделировании случайных событий.
Метод Монте-Карло основан на статистических испытаниях и по природе своей является экстремальным, может применяться для решения полностью детерминированных задач, таких, как обращение матриц, решение дифференциальных уравнений в частных производных, отыскание экстремумов и численное интегрирование.
134
При вычислениях методом Монте-Карло статистические результаты получаются путем повторяющихся испытаний. Вероятность того, что эти результаты отличаются от истинных не более чем на заданную величину, есть функция количества испытаний.
В основе вычислений по методу Монте-Карло лежит случайный выбор чисел из заданного вероятностного распределения. При практических вычислениях эти числа берут из таблиц или получают путем некоторых операций, результатами которых являются псевдослучайные числа с теми же свойствами, что и числа, получаемые путем случайной выборки. Имеется большое число вычислительных алгоритмов, которые позволяют получить длинные последовательности псевдослучайных чисел.
Применение метода Монте-Карло может дать существенный эффект при моделировании развития процессов, натурное наблюдение которых нежелательно или невозможно, а другие математические методы применительно к этим процессам либо не разработаны, либо неприемлемы из-за многочисленных оговорок и допущений, которые могут привести к серьезным погрешностям или неправильным выводам. В связи с этим необходимо не только наблюдать развитие процесса в нежелательных направлениях, но и оценивать гипотезы о параметрах нежелательных ситуаций, к которым приведет такое развитие, в том числе и параметрах рисков.
Существуют различные методы проверки статистических гипотез. Наиболее широко используются на практике критерии:
• согласия |
|
2 |
((хи-квадрат); |
|
•Крамера-фон Мизеса;
•Колмогорова-Смирнова.
Критерий |
2 |
предпочтителен, если объемы выборок |
N , в отношении которых |
|
|
||||
проводится анализ, велики. Это мощное средство, если |
N |
> 100 значений. Однако при |
||
анализе экономических ситуаций иногда бывает довольно трудно (или невозможно) найти 100 одинаковых процессов, развивающихся с различными исходными данными. Сложность заключается не только в том, что не бывает одинаковых объектов экономики: даже если такие объекты имеются, то к исходным данным относятся не только исходные вероятностные данные и особенности структуры объекта, но и сценарий развития процессов в этом объекте и в тех объектах внешней среды, с которыми он взаимодействует (процессы рынка, указы правительства, принятие новых законов, требования налоговых органов, платежи в бюджеты различных уровней). При относительно малых объемах выборок этот критерий вообще неприменим.
Критерий Крамера-фон Мизеса дает хорошие результаты при малых объемах выборок (при N < 10). Однако следует отметить два обстоятельства:
1)при N < 10, каким бы методом ни пользоваться, вопрос о доверительной вероятности при проверке статистической гипотезы решается плохо (эта вероятность мала при значительных размерах доверительных интервалов);
2)метод Монте-Карло используется как раз для того, чтобы недостающие данные собрать с помощью специального вычислительного статистического инструментария и компьютера.
Поэтому будем полагать, что реальные объемы выборок, которые можно получить,
находятся в пределах 10 N < 100. Как указывают многие исследователи, для указанных пределов хорошие результаты дает критерий Колмогорова-Смирнова. Он применяется в тех случаях, когда проверяемое распределение непрерывно и известны среднее значение и дисперсия проверяемой совокупности. Рассмотрим подробнее методику использования этого критерия на конкретном примере.
Пример 9.1. Предположим, что нужно проверить данные, полученные (или наблюдаемые) при использовании метода Монте-Карло и приведенные в табл. 9.1, на их соответствие распределению Пуассона.
135
Эти данные имеют следующий смысл. На отрезке времени наблюдаем случайные события, число которых равно x . Если это распределение Пуассона, то вероят
ность P{x n} того, что x n , где n - заданное число, равна
где
e
|
|
n |
e |
|
|
P{x n} |
|
|
, |
||
|
n! |
||||
|
|
|
|||
=2,71828;
–положительная константа, которая одновременно является и математическим ожиданием, и дисперсией.
Таблица 9.1 Данные для проверки гипотезы по критерию Колмогорова—Смирнова
|
Число |
|
Наблю- |
|
Наблю- |
|
Теоре- |
|
Наблю- |
|
Теорети- |
|
Абсо- |
|
|
|
|
|
даемая |
|
тическая |
|
даемое |
|
ческое |
|
|
||||
|
собы- |
|
даемая |
|
|
|
|
|
лютная |
|
|||||
|
|
|
вероят- |
|
вероят- |
|
распреде- |
|
распреде- |
|
|
||||
|
тий |
|
частота |
|
|
|
|
|
разность |
|
|||||
|
|
|
|
|
ность |
|
|
ность |
|
ление |
|
ление |
|
|
|
|
|
1 |
2 |
|
|
3 |
4 |
5 |
6 |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
315 |
0,619 |
|
|
0,571 |
0,619 |
0,571 |
0,048 |
|
||||||
1 |
142 |
0,279 |
|
|
0,319 |
0,898 |
0,890 |
0,008 |
|
||||||
2 |
40 |
0,078 |
|
|
0,089 |
0,976 |
0,979 |
0,003 |
|
||||||
3 |
9 |
0,018 |
|
|
0,017 |
0,994 |
0,996 |
0,002 |
|
||||||
|
4 |
|
2 |
|
0,004 |
|
|
0,003 |
|
0,998 |
|
0,999 |
|
0,001 |
|
|
5 |
|
1 |
|
0,002 |
|
|
0,001 |
|
1,000 |
|
1,000 |
|
0,000 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Предположим, что |
|
= 0,55711. Сформулируем гипотезу в следующем виде: Не |
||||||||||||
имеется существенных различий между наблюдаемыми данными во время эксперимента и теми данными, которые должны получаться из распределения Пуассона расчетным путем
со средним значением 0,5577 и |
N = 509. |
|
Рассмотрим подробнее табл. 11.1. В ней строки с номерами 0,..., 5 соответствуют числу |
n |
наблюдаемых событий, n =0, ... , 5; столбец 1 содержит наблюдаемую частоту появления |
n |
событий, а столбец 2 – наблюдаемую вероятность появления n событий. В столбце 3 |
представлены рассчитанные по формуле значения вероятности появления n событий. Прежде всего нужно получить два интегральных распределения (фактически
приближения функций распределения). Сначала сделаем это для наблюдаемых данных: с помощью столбца 2 получим столбец 4. Затем - для теоретических данных: с помощью столбца 3 получим столбец 5.
После этих вычислений найдем абсолютные разности для всех групп значений случайной величины и с помощью столбцов 4 и 5 получим столбец 6. В последнем столбце наибольшая абсолютная разность 0,048 получается в группе, соответствующей нулевому числу событий.
Далее необходимо найти так называемое критическое значение Dextr для проверки
принятой гипотезы. Таблица критических чисел многократно переиздавалась. Критические числа в виде, удобном для выполняемой проверки, приведены в табл. 1.2. Абсолютную разность 0,048 необходимо сравнить с критическим значением, найденным
по табл. 9.2. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При N =509 и значении индекса критического числа D |
= 0,05 получается |
||||||||
критическое значение |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D |
|
1, |
36 |
|
|
1,36 |
= 0,0603. |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
extr |
|
|
N |
509 |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
136 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Поскольку наибольшая разность 0,048 |
Dextr |
, то не отказываемся от гипотезы о том, |
|||||||||||||
что экспериментальное распределение - пуассоновское. Проверка статистических гипотез |
|||||||||||||||
о соответствии «событий явлению» и «явлений поведению» дает математический |
|||||||||||||||
инструмент для оценки «рискованного поведения» исследуемого процесса. |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
Таблица 9.2 |
|
|
|
|
|
|
||||
|
Критические числа Колмогорова-Смирнова |
|
|
|
|
|
|||||||||
Степень |
Проверка единичной |
|
Проверка двух выборок ** |
|
|
|
|||||||||
свободы |
выборки* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N |
D |
D |
D |
|
|
|
D |
|
|
|
D |
|
|
|
|
|
0.10 |
0.05 |
0.01 |
|
|
0.05 |
|
|
|
|
0.01 |
|
|
||
1 |
0,950 |
0,975 |
0,995 |
|
|
— |
|
|
|
|
— |
|
|
|
|
2 |
0,776 |
0,842 |
0,929 |
|
|
— |
|
|
|
|
— |
|
|
|
|
3 |
0,642 |
0,708 |
0,828 |
|
|
— |
|
|
|
|
— |
|
|
|
|
4 |
0,564 |
0,624 |
0,733 |
|
|
1,000 |
|
|
|
|
1,000 |
|
|
||
5 |
0,510 |
0,565 |
0,669 |
|
|
1,000 |
|
|
|
|
1,000 |
|
|
||
6 |
0,470 |
0,521 |
0,618 |
|
|
0,833 |
|
|
|
|
1,000 |
|
|
||
7 |
0,438 |
0,486 |
0,577 |
|
|
0,857 |
|
|
|
|
0,857 |
|
|
||
8 |
0,411 |
0,457 |
0,543 |
|
|
0,750 |
|
|
|
|
0,875 |
|
|
||
9 |
0,388 |
0,432 |
0,514 |
|
|
0,668 |
|
|
|
|
0,778 |
|
|
||
10 |
0,368 |
0,410 |
0,490 |
|
|
0,700 |
|
|
|
|
0,800 |
|
|
||
11 |
0,352 |
0,391 |
0,468 |
|
|
0,636 |
|
|
|
|
0,727 |
|
|
||
12 |
0,338 |
0,375 |
0,450 |
|
|
0,583 |
|
|
|
|
0,667 |
|
|
||
13 |
0,325 |
0,361 |
0,433 |
|
|
0,538 |
|
|
|
|
0,692 |
|
|
||
14 |
0,314 |
0,349 |
0,418 |
|
|
0,571 |
|
|
|
|
0,643 |
|
|
||
15 |
0,304 |
0,338 |
0,404 |
|
|
|
0,533 |
|
|
|
|
0,600 |
|
|
|
16 |
0,295 |
0,328 |
0,392 |
|
|
|
0,500 |
|
|
|
|
0,625 |
|
|
|
17 |
0,286 |
0,318 |
0,381 |
|
|
|
0,471 |
|
|
|
|
0,588 |
|
|
|
18 |
0,278 |
0,309 |
0,371 |
|
|
|
0,500 |
|
|
|
|
0,556 |
|
|
|
19 |
0,272 |
0,301 |
0,363 |
|
|
|
0,474 |
|
|
|
|
0,526 |
|
|
|
20 |
0,264 |
0,294 |
0,356 |
|
|
|
0,450 |
|
|
|
|
0,550 |
|
|
|
25 |
0,240 |
0,270 |
0,320 |
|
|
|
0,400 |
|
|
|
|
0,480 |
|
|
|
30 |
0,220 |
0,240 |
0,290 |
|
|
|
0,370 |
|
|
|
|
0,430 |
|
|
|
35 |
0,210 |
0,230 |
0,270 |
|
|
|
0,340 |
|
|
|
|
0,390 |
|
|
|
Более 35 |
1, 22 |
1, 36 |
1,63 |
|
|
N N |
2 |
|
|
N |
N |
2 |
|||
|
|
|
|
1, 36 |
1 |
|
1, 63 |
1 |
|
|
|||||
|
N |
N |
N |
N N |
|
|
N N |
|
|
||||||
|
|
|
|
2 |
|
|
|
2 |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
1 |
|
||
* Применяется для оценки степени близости выборочных значений к теоретическому |
|
|
|
||||||||||||
распределению. Здесь N – объем выборки. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
** Применяется для определения принадлежности двух выборок объемами |
N1 и |
N 2 |
одному |
||||||||||||
и тому же распределению. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
При малых размерах выборки N N |
N |
2 |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
