Добавил:

Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.

Вуз:

Воронежский государственный университет

Предмет:

[НЕСОРТИРОВАННОЕ]

Файл:

Трендовые модели с.10-20, Регрессия

.pdf

Скачиваний:

Добавлен:

21.05.2015

Размер:

884.43 Кб

Скачать

☆

<<< < Предыдущая 1 2 3 4 56 / 126 7 8 9 10 11 12 > Следующая >>>

												Таб лиц а6.2.2

t		yt	yt				yt−1		t	yt	yt	yt−1
1		4980	4980					13		5860	6521,01	6610,13
2		5010	5508				4980	14		5760	6412,10	6521,01
3		4870	5420,80				5508	15		5950	6591,21	6412,10
4		4910	5452,08				5420,80	16		6120	6779,12	6591,21
5		5860	6405,21				5452,08	17		6230	6907,91	6779,12
6		5760	6400,52				6405,21	18		6670	7360,79	6907,91
7		5950	6590,05				6400,52	19		6810	7546,08	7360,79
8		6120	6779,01				6590,05	20		6740	7494,61	7546,08
9		5050	5727,90				6779,01	21		6930	7679,46	7494,61
10		5140	5712,79				5727,90	22		6870	7637,95	7679,46
11		5830	6401,28				5712,79	23		7350	8113,79	7637,95
12		5970	6610,13				6401,28	24		7680	8491,38	8113,79
2.5. Н а хож д ен ие					теку щ их			зн а чен ий		па ра м етров			регрессии
	y		*	y		*	*			пом ощ ь ю «Па кета			а н а л иза »
			*			*	*
						−1	+ ε =, δt =+ ϕ 242с;
					t	−1	t	t

Excel (см . Вывод ит огов 6.2.1).

В Ы В О Д ИТО ГО В 6.2.1

Регрес сионная с т ат ис т ик а

Мн ож ествен н ый

R	0,900037
R-ква д ра т	0,810067
Н орм ирова н н ый
R-ква д ра т	0,801023
Ста н д а ртн а я
ош иб ка	378,3206
Н а бл юд ен ия	23
Дисперсион н ыйа н а л из
					З начимос т ь
	df	SS	MS	F	F
Регрессия	1	12819202	12819202	89,56557	5,04E-09
О ста ток	21	3005655	143126,4
И того	22	15824857

	К оэффиц иент ы	Ст андарт ная	t-	P-	Ниж ние	В ерхние
	К оэффиц иент ы	ошиб к а	с т ат ис т ик а	Значение	95%	95%
		ошиб к а	с т ат ис т ик а	Значение	95%	95%
Y-пересечен ие	683,5531	642,6216	1,063695	0,299546	-652,852	2019,958
Перем ен н а яX 1	0,919154	0,097122	9,463909	5,04E-09	0,717178	1,12113

		ˆ	=	55,,		ϕˆ 683= 920,, а		са м а	м од ел ь за писыва ется в
Та ким обра зом , δ			=	55,,		ϕˆ 683= 920,, а		са м а	м од ел ь за писыва ется в
вид е y*	t	92y,*0 +=ε55.			,	t	683+
	t			−1 t		t
2.6. Ра счет па ра метров регрессии д л яисход н ого ряд а
		*		θ δ	δ		(	) =	-20×;, ϕ 615= ϕ=* == 92-1, 0., 1 55 , 683

Сл ед ова тел ь н о, мод ел ь д л я исход н ыхд а н н ыхза писыва ет - ся в вид е

yˆ =		+ 92y, 0 − θ20ε , + ε615.		t	t
		−1	−t1 t
2.7. Вычисл ен ие по	построен н ой м од ел и		прогн озн ых зн а чен ий
yˆt д л я м ом ен тов	времен и t = 25; 26.

2.8.О пред ел ен ие су м м ы ква д ра тов откл он ен ийпрогн озн ыхот ф а к- тическихзн а чен ийпотреб л ен ия яб л ок.

2.9.О ф орм л ен ие пол у чен н ыхрезу л ь т а тов в вид е т а б л . 6.2.3.

Таб лиц а6.2.3

t	yt		yˆt	(y	t	− yˆ )2
					t	t
25	7820		7674,30	21228,71
26	7730		7802,98			5326,19
		Σ(yt	− yˆt )2	26554,91

2.10. Посл ед ова тел ь н ое изм ен ен ие па ра м етра θ в ин терва л е (0; 1) с ш а гом 0,1 и провед ен ие всехра счетов п. 2.1-2.9. О ф орм л е- н ие пром еж у точн ыхрезу л ь т а тов в вид е т а б л . 6.2.4.

Таб лиц а6.2.4

θ	å(yt − yˆt )2
0,10	26554,91
0,20	43026,29
0,30	78931,58
0,40	117823,11
0,50	138403,82
0,60	551718,93
0,70	1261970,88
0,80	53245,14
0,90	25672,84

2.11. У т очн ен ие па ра м етра θ =0,90 с ш а гом 0,01 и провед ен ие всех

ра счетов п. 2.1-2.9. О ф орм л ен ие пром еж					у т очн ыхрезу л ь т а т ов
в вид е та б л . 6.2.5.
						Таб лиц а6.2.5

θ	0,91	0,92	0,93	0,94	0,95		0,96
å(yt − yˆt )2	25082,25	25048,00	25615,18	26830,12	28740,29		31393,99

Та ким об ра зом , оптим а л ь н ым па ра м етром явл яетсяθ = 0,92.

Построен ие

прогн озн ой м од ел и

испол ь зова н ием

оптим а л ь н ого

па ра м етра θ = 0,92 пу т ем

посл ед ова т ел ь н ого

выпол н ен ия ш а гов

2.2. – 2.6 д л я t =

1. ;В резу л ь т а т е пол у чит ся м од ел ь , котора я за -

писыва ет сяв вид е

yˆ =

+ 96y, 0 -θ93ε , + ε358.

−1

−t1

Ра счет по построен н ойм од ел и прогн озн ыхоцен ок потреб л ен ия яб -

л ок н а д ва

год а

yˆn+1 =

× -

08,,

7900

)

57 ,

yˆn+2 =

82 .,

7940

7730

6.3. За да ние для са мо сто яте льно й р а б о ты

З а да ние 6.3.1. Пред прин им а тел ь , за н им а ющ ийся реа л иза цией цитру со-

выхв г. Ворон еж е,

за ин тересова н

в пол у чен ии прогн озн ыхоцен ок

своих

об ъ ем ов прод а ж

л им он ов

и а пел ь син ов н а

сл ед у ющ ие д ва

м есяца .

этой

цел ь ю он

сф орм ирова л т а б л . 6.3.1. О пыт н ые экон ом исты-а н а л ит ики,

к ко-

торым

он

обра тил ся с т а ким

вопросом ,

пореком ен д ова л и

ем у построить

ARIMA(p, q, 0) м од ел ь ,

пред ва рит ел ь н о

у бед ивш ись

н а 95%-н ом

у ровн е

зн а чимост и в ста цион а рн ости д а н н ого времен н ого ряд а

(у ста н овив поряд ок

ин тегрирова н н ости иссл ед у емого процесса )

и опред ел ив поряд ок а вторег-

рессии, а за тем с

пом ощ ь ю построен н ойм од ел и осу щ ествить н еоб ход имые

прогн озн ые ра счеты.

Таб лиц а6.3.1

М е-

О бъ ем прод а ж

О б ъ ем прод а ж

М е-

О бъ ем прод а ж

л им он ов,

а пел ь син ов,

л им он ов,

а пел ь син ов,

сяц

ру б .

8800

58000

14800

77800

10300

62100

15900

78300

10500

66500

16200

78900

11800

69700

17100

79200

11600

70700

16800

79600

12700

73800

17300

80200

14000

74200

17800

81300

15200

76900

18100

84400

7. ДИНАМ ИЧ Е СК АЯ РЕ ГРЕ ССИЯ

7.1. Ра сче тны е фо р мулы

Пу сть м од ел ь за писыва етсясл ед у ющ им обра зом :

= ( )+ ( )

( )

+ L +

( )x t b

x t b

0 1

tm1

и ее коэф ф ициен т ы явл яются, н а прим ер, ф у н кциям и вид а

( ) =

+ 001t

bb t

( )

t2+b t b

bb t

( ) =

+ 221 ln t

. . . . . . . . . . . . .

( ) = bb

bm1

Тогд а

ln tx

b x

x t

t 2 01

2100 t 12

20t t

+ b b+

xtm

m1 m t

Посл е прим ен ен ияМ Н К

прогн озосу щ ествл яетсяв д ва эт а па :

1) прогн озкоэф ф ициен тов

ˆ (

(t +1b)

+b+ b= t

ˆ (

(t +1b)2

+ t + b

+b+ =b t

ˆ (

)

1 (t +1) b ln+b+ b= t

. . . . . . . . . . . . . . . . . . .

bm1

m (

bm0

2) прогн озпока за т ел я

ˆ ( 1) ˆ (

ˆ (

L ˆ ( +1)x

+ .t +b

+ m

+ x +

+1m

+12

7.2. Р е ш е ние типо во й за да чи

З а да ние 7.2.1. С цел ь ю изу чен ияи прогн озирова н ия спроса н а пл а т -

н ые у сл у ги в сф ере высш его экон ом ического об ра зова н ияв Ворон еж

ской

об л а ст и К ом итет по об ра зова н ию при об л а стн ойа д м ин истра ции провел

об сл ед ова н ие трехвед у щ ихгосу д а рствен н ыхву зов: Ворон еж

ского госу -

д а рст вен н ого у н иверситета (ВГ ), Ворон еж

скойгосу д а рствен н ойтехн о-

л огическойа ка д ем ии (ВГТА ) и Ворон еж ского госу д а рст вен н ого а рхит екту рн о-строител ь н ого у н иверситет а (ВГА СУ ). Резу л ь та ты этого об сл ед ова - н ия, ха ра кт еризу ющ ие за висим ость числ ен н ости а б иту риен тов, ж ел а ющ их об у ча ть сян а д оговорн ойосн ове, от ряд а ф а кторов пред ста вл ен ы в та б л . 7.2.1. Гл а ва ком ит ета пору чил а н а л ит ическом у отд ел у :

1) построит ь м од ел ь , отра ж а ющ у ю у ка за н н у ю за висим ост ь ; 2) д л яка ж д ого м ом ен т а врем ен и ра ссчит а ть зн а чен ия всехкоэф ф ици-

ен т ов и проа н а л изирова ть д ин а м ику изм ен ен ия ст епен и вл иян ия соответ - ст ву ющ ихф а кторов н а числ ен н ость а б иту риен тов;

3) у чит ыва я, что ож ид а ем ыйсред н ед у ш евойгод овойд оход н а сел ен ия Ворон еж скойоб л а сти в сл ед у ющ ем период е сост а вит 65 т ыс. ру б., пол у чить д л яэтого период а прогн озн ые оцен ки числ ен н ости а б ит у риен тов-

договорн иков экон ом ическихф а ку л ь тетов:

а) ВГ , есл и стоим ость об у чен ия соста вит 27 тыс. ру б. в год , а процен т у ст роивш ихся по специа л ь н ости выпу скн иков этого ву за , пред -

пол ож ит ел ь н о, б у д ет ра вен 52%; б ) ВГТА , есл и стоим ость об у чен иясоста вит 19 т ыс. ру б . в год ,

процен т у ст роивш ихся по специа л ь н ости выпу скн иков, пред пол ож ит ел ь -

но, б у д ет ра вен 43%;

в) ВГА СУ , есл и стоим ость об у чен ия соста вит 18,5 тыс. ру б. в год ,

процен т у ст роивш ихся по специа л ь н ости выпу скн иков, пред пол ож ит ел ь - н о, б у д ет ра вен 40%.

А н а л ит ики у ж е присту пил и к выпол н ен ию за д а н ия. И зу чен ие им ею- щ ихсяд а н н ыхпозвол ил о им сд ел а ть вывод о том , что за висим ость чис- л ен н ост и а б иту риен тов от пред ст а вл ен н ыхв та б л . 7.2.1 ф а кторов м ож н о счита ть л ин ейн ойс изм ен яющ им исяво врем ен и коэф ф ициен та м и. Был о

та кж е у ста н овл ен о, что в ка честве за кон ов, по которым изм ен яютсякоэф - ф ициен ты, цел есооб ра зн о испол ь зова ть сл ед у ющ ие:

( ) = + 001t ;		b 00( b)b= t	+ 11t ;b 10 bb t
( ) = + b	1	;bb (t ) =	b tb.b t

21 t		20	3 31 30

Треб у ет ся прод ол ж ить ра боту , н а ча т у ю а н а л итика м и, и выпол н ить все за д а н ия, пору чен н ые К ом итетом по об ра зова н ию.

					Таб лиц а7.2. 1

	Пе-	Ч исл ен -	Стоимость	Процен т выпу скн иков,	Сред н ед у ш е-
ВУ З	Пе-	н ость а би-	об у чен ияв	у строивш ихсян а ра бот у	войгод овой
ВУ З	риод	н ость а би-	об у чен ияв	у строивш ихсян а ра бот у	войгод овой
	риод	ту риен тов	год , ру б .	по специа л ь н ости	д оход , ру б .
		ту риен тов	год , ру б .	по специа л ь н ости	д оход , ру б .
ВГ	1	261	12000	91	8000
ВГТА	1	227	6000	87	8000
ВГА СУ	1	223	6500	85	8000
ВГ	2	287	14000	80	12000
ВГТА	2	220	9000	64	12000
ВГ	3	284	15000	71	14000
ВГ	4	286	16500	66	16000
ВГТА	4	223	12500	51	16000
ВГА СУ	4	252	12000	61	16000
ВГ	5	285	16500	62	18000
ВГТА	5	216	14000	46	18000
ВГ	6	288	18000	59	22000
ВГТА	6	225	14500	45	22000
ВГА СУ	6	223	14000	47	22000
ВГ	7	297	19200	57	30000
ВГА СУ	8	233	16000	43	35000
ВГ	9	321	22000	56	40000
ВГТА	9	236	15000	42	40000
ВГ	10	344	25000	55	60000
ВГТА	10	252	17000	44	60000
ВГА СУ	10	247	18000	41	60000

Реш ен ие с пом ощ ь ю Excel

1.Ввод исход н ыхд а н н ых.

2.Под готовка д а н н ыхд л япостроен ияд ин а м ическойрегрессион н ой м од ел и

1ö

(

)

+ b

÷+b

+ (x t+ b)xx+=b=b bt+ by

t ø

31 t

x2t

tx)

b+ (lnx

bb)txt b+(*)b lnb +x

310t

31 01

300

и оф орм л ен ие ихв вид е т а б л . 7.2.2.

Построен ие с пом ощ ь ю «Па кета

а н а л иза » Excel (Сервис – А н а л из

д а н н ых –

Регрессия)

регрессион н ого

у ра вн ен ия (*)

по

д а н н ым

та б л . 7.2.2 (см. Вывод итогов 7.2.1).

Построен н а ям од ел ь выгл яд ит сл ед у ющ им обра зом :

= −

0003txy ,+0

x 0034

,t0

7880

x2t

00003tx

, 0

0007

, 0

1272

y							Таб лиц а7.2.2
	t	x1	tx1	x2	x2	x3	tx3
	t	x1	tx1	x2	x2	x3	tx3
					t
261	1	12000	12000	91	91,0	8000	8000
227	1	6000	6000	87	87,0	8000	8000
223	1	6500	6500	85	85,0	8000	8000
287	2	14000	28000	80	40,0	12000	24000
220	2	9000	18000	64	32,0	12000	24000
284	3	15000	45000	71	23,7	14000	42000
286	4	16500	66000	66	16,5	16000	64000
223	4	12500	50000	51	12,8	16000	64000
252	4	12000	48000	61	15,3	16000	64000
285	5	16500	82500	62	12,4	18000	90000
216	5	14000	70000	46	9,2	18000	90000
288	6	18000	108000	59	9,8	22000	132000
225	6	14500	87000	45	7,5	22000	132000
223	6	14000	84000	47	7,8	22000	132000
297	7	19200	134400	57	8,1	30000	210000
233	8	16000	128000	43	5,4	35000	280000
321	9	22000	198000	56	6,2	40000	360000
236	9	15000	135000	42	4,7	40000	360000
344	10	25000	250000	55	5,5	60000	600000
252	10	17000	170000	44	4,4	60000	600000
247	10	18000	180000	41	4,1	60000	600000

Сра вн ен ие t 950(,

) =

179 с, 2ра счет12н ым и зн а чен иям и t -ста тистик

Ст ь юд ен т а

свид ет ел ь ст ву ет о том , что зн а чим ым и

ф а ктора м и

яв-

л яются x ,

tx , x

, а н езн а чим ым и -

t , x

Построен ие д ин а м ической регрессион н ой м од ел и с пом ощ ь ю «Па -

кет а а н а л иза » посл е искл ючен ия изн ее н езн а чим ые ф а кторы (см .

Вывод итогов 7.2.2).

Та ким об ра зом , пост роен н а ям од ел ь им еет вид

x y-

112

tx,

475x +, 3

ил и посл е перегру ппировки

(

)x t

112

÷,+1x

475 ,+3

ø 2

ВЫ В О Д ИТО ГО В 7.2.1

Регрес с ионная с т ат ис т ик а

М н ож ествен н ый

R	0,99826
R-ква д ра т	0,996524
Н орм ирова н н ый
R-ква д ра т	0,994652
Ста н д а ртн а я
ош ибка	2,689534
Н а бл юд ен ия	21
Дисперсион н ыйа н а л из
					З начимос т ь
	Df	SS	MS	F	F
Регрессия	7	26959,10612	3851,301	532,4186	6,02E-15
О ста ток	13	94,03674198	7,233596
И того	20	27053,14286

		Ст андарт ная	t-	P-	Ниж ние	В ерхние
	К оэффиц иент ы	ошиб к а	с т ат ис т ик а	З начение	95%	95%
Y-пересечен ие	-5,0216	16,65590855	-0,30149	0,767809	-41,0045	30,96129
Перем ен н а яX 1	1,788055	1,503271982	1,189442	0,255537	-1,45957	5,035676
Перем ен н а яX 2	0,003444	0,000538584	6,394027	2,37E-05	0,00228	0,004607
Перем ен н а яX 3	0,000299	6,34748E-05	4,706436	0,00041	0,000162	0,000436
Перем ен н а яX 4	3,576712	0,176262746	20,29194	3,16E-11	3,19592	3,957505
Перем ен н а яX 5	-1,1272	0,09958867	-11,3186	4,2E-08	-1,34235	-0,91205
Перем ен н а яX 6	-0,00068	0,001249573	-0,54769	0,593187	-0,00338	0,002015
Перем ен н а яX 7	3,17E-05	0,000100821	0,314427	0,758186	-0,00019	0,00025

ВЫ В О Д ИТО ГО В 7.2.2

Регрес с ионная с т ат ис т ик а

М н ож ествен н ый

R	0,99762088
R-ква д ра т	0,99524742
Н орм ирова н н ый
R-ква д ра т	0,994059275
Ста н д а ртн а я
ош ибка	2,834742258
Н а бл юд ен ия	21
Дисперсион н ыйа н а л из
					З начимос т ь
	df	SS	MS	F	F
Регрессия	4	26924,57064	6731,14266	837,6481608	2,33E-18
О ста ток	16	128,5722187	8,035763671
И того	20	27053,14286

		Ст андарт ная	t-		Ниж ние	В ерхние
	К оэффиц иент ы	ошиб к а	с т ат ис т ик а	P-З начение	95%	95%
Y-пересечен ие	-3,653044686	5,065096819	-0,72121912	0,481181431	-14,3906	7,084478
Перемен н а яX 1	0,003768085	0,000516869	7,290217261	1,81131E-06	0,002672	0,004864
Перемен н а яX 2	0,000271616	3,13494E-05	8,664131073	1,94136E-07	0,000205	0,000338
Перемен н а яX 3	3,474607474	0,150645847	23,06474128	1,05109E-13	3,155253	3,793962
Перемен н а яX 4	-1,112048075	0,086487664	-12,85788082	7,51877E-10	-1,29539	-0,9287

6. Ра счет		д л я ка ж д ого м ом ен та		врем ен и	зн а чен ия коэф ф ициен тов,
	стоящ ихпри xit .		О ф орм л ен ие резу л ь та тов ра счетов в вид е та б л .
7.2.3.
						Таб лиц а7.2.3

	t	b1(t)	b2 (t)	t	b1 (t)	b2 (t)
	1	0,0040	2,3626	5	0,0051	3,2522
	1	0,0040	2,3626	6	0,0054	3,2893
	1	0,0040	2,3626	6	0,0054	3,2893
	2	0,0043	2,9186	6	0,0054	3,2893
	2	0,0043	2,9186	7	0,0057	3,3157
	3	0,0046	3,1039	8	0,0059	3,3356
	4	0,0049	3,1966	9	0,0062	3,3510
	4	0,0049	3,1966	9	0,0062	3,3510
	4	0,0049	3,1966	10	0,0065	3,3634
	5	0,0051	3,2522	10	0,0065	3,3634
				10	0,0065	3,3634

А н а л изд а н н ыхта б л . 7.2.3 свид ет ел ь ст ву ет о том , что степен ь вл иян ия
ст оим ости об у чен ия и процен т а			выпу скн иков,		у ст роивш ихся н а ра бот у по
специа л ь н ости, н а	числ ен н ость		а б иту риен т ов с т ечен ием врем ен и возра с-
та ет. О д н а ко эф ф ект ы этого роста ин т ерпрет иру ются пора зн ом у . Первый
д ин а м ический эф ф ект об ъ ясн яется тем , что рост престиж н ости проф ессии
экон ом иста прод ол ж а ет превыш а т ь рост стоим ост и об у чен ия. В то ж						е вре-
м я второй эф ф ект	пока зыва ет,		что сн иж а ющ ийся процен т выпу скн иков,
у строивш ихся по специа л ь н ост и, привод ит				к ста б ил иза ции степен и вл ия-
н ия этого ф а ктора	н а прест иж н ость проф ессии экон ом ист а . Дру гим и сл о-
ва м и, в перспект ивн ом		период е сл ед у ет ож		ид а т ь , что престиж н ость про-
ф ессии экон ом иста	б у д ет возра ста ть , опереж				а я рост стоим ости за	об у че-
н ие, и в т о ж е врем я н а ход ить ся в пропорцион а л ь н ойза висим ост и от числ а
выпу скн иков, пол у ча ющ ихра бот у по специа л ь н ости.
7. Ра счет прогн озн ыхоцен ок числ ен н ост и а б иту риен т ов.
а ) ВГ :
yˆt+1 = -		+	×	+	× 297000 +	0003	, 0
	+ 3,475×52 -1,112× 4,73 = 354.
б ) ВГТА :
yˆt+1 = -		+	×	+	× 209000 +	0003	, 0
	+ 3,475 × 43 -1,112 × 3,91 = 270 .

в) ВГА СУ :

yˆt+1 = -	+	×	+	× 203500 +	0003 , 0
+ 3,475 × 40 -1,112 × 3,64 = 256 .

7.3. За да ния для са мо сто яте льно й р а б о ты

З а да ние 7.3.1. З а вод «Вым пел » провел ин вен т а риза цию н екоторых ст а н ков м еха н ического цеха. В резу л ь т а те ин вен т а риза ции б ыл и пол у чен ы д а н н ые (та б л . 7.3.1), отра ж а ющ ие за висим ость оцен очн ой стоим ости ста н - ков от его м ощ н ост и, срока экспл у а та ции и от т ого, скол ь ко ра зрем он тирова л сяста н ок.

				Таб лиц а7.3.1

№	О цен очн а я	Срок	К ол ичество	М ощ н ость
п.п.	стоимость	экспл у а та ции	провед ен н ых	ста н ков,
	ста н ков, тыс. ру б .	ста н ков, л ет	ремон тн ыхра бот	тыс. ш т. за см ен у
1.	220	1	0	36
2.	212	1	1	30
3.	225	1	0	40
4.	200	2	1	25
5.	210	2	1	30
6.	205	2	1	27
7.	199	2	2	25
8.	203	2	1	27
9.	196	3	2	20
10.	190	3	3	18
11.	195	3	2	18
12.	184	4	5	15
14.	187	4	4	16
15.	175	5	5	10
16.	180	6	5	12

Поскол ь ку в сил у об ъ ект ивн ыхпричин д а л ь н ейш у ю ин вен т а риза цию провести н евозм ож н о, б ыл о реш ен о построить по им еющ им ся д а н н ым д и- н а м ическу ю регрессион н у ю мод ел ь , отра ж а ющ у ю у ка за н н у ю за висим ост ь ,

и с пом ощ ь ю этой м од ел и ра ссчита ть			оцен очн у ю стоим ость оста вш ихся
ст а н ков. Пост ройте треб у ем у ю м од ел ь			и пол у чите оцен ки ст а н ков со сл е-
д у ющ им и ха ра ктеристика м и:
1) м ощ н ост ь	ст а н ка	– 20000 ш т., срок экспл у а та ции – 5 л ет , б ыл		в ре-
м он те 7 ра з;
2) м ощ н ост ь	ста н ка	– 12000 ш т ., срок экспл у а та ции – 3 год а , б ыл		в ре-
м он те 4 ра за .
К ром е того,	проа н а л изиру йт е д ин а м ику изм ен ен ия степен и вл иян ия

соответству ющ ихф а кторов н а оцен очн у ю стоим ост ь ста н ков.

<<< < Предыдущая 1 2 3 4 56 / 126 7 8 9 10 11 12 > Следующая >>>

Соседние файлы в предмете [НЕСОРТИРОВАННОЕ]

#
20.05.201511.44 Кб122Титульный лист курсовой работы.docx
#
19.03.201622.53 Кб14Трагедия Сумарокова.doc
#
20.05.201580.9 Кб15Требования к курсовой работе.doc
#
21.05.2015690.18 Кб6Требования к судьям. Мин Спорта РФ 25.07.2011.pdf
#
19.03.20162.31 Mб285Тренажер Валентность.docx
#
21.05.2015884.43 Кб4Трендовые модели с.10-20, Регрессия.pdf
#
18.08.2019561.66 Кб1Триггеры.doc
#
20.05.2015135.17 Кб34ТЭД. Свойства классов соединений.doc
#
19.03.20161.77 Mб9Уваров_ПоэтикаПетербурга.pdf
#
19.03.2016997.38 Кб20УМК по МП-15-16гг.doc
#
17.11.20192.87 Mб14УМК ЭУП менеджмент.doc