54.Анализ чувств-ти ден. Потоков проекта

Это анализ того, как изм-ся ден. потоков при изменении одного или нескольких влияющих на них факторов.

Будем считать, что налог взымается в конце года с разности м/д прибылью за год и амортиз., если эта разность положительная. Годовая амортиз. находится как отношение начальных инвестиций к сроку проекта, т.е. равна, т.е. i₀/n, где i₀ – начальная инвестиция, n – число лет.

pQ–vQ–F-[pQ-vQ-F-i₀/n]·t, если

1 С={ pQ-vQ-F- i₀/n>0 pQ-vQ-F, если pQ-vQ-F- i₀/n≤0

Найдём внутреннюю норму прибыли:

n Ck

I₀ = ∑ (1+r)^K

k=1

На практике парам. модели может изменятся, поэтому важно знать как изменяются денежные потоки при откл-и парам. от своих ожид. значений. Предположим, что кол-во вып. в год авто явл-ся переменным параметром, а все остальные – постоянными.

Таким образом, можно сделать вывод, что при увеличении годовых выплат прод. на 1 ед. прибыли увеличится на Х д. ед., если прибыль положительная, и на Y д. ед. в противном случае.

Можно получить с помощью частной производной от ден. потока по объёму производства.

дС

∆С = дQ · ∆Q

Аналогично можно найти производные от ден. потока по другим параметрам:

1. дС = Q (1+t) 4. дС = t⁄n

дp Q дI_{0 О}

_2. дС = -Q (1-t) 3. _. дС = -1 (1-t) 5. дС = - [pQ-vQ-F]- i₀/n

дV - Q дF -1 дt O

При одновременном изменении нескольких параметров изменение ден. потока определяется по формуле:

дС дС дС дС дС

∆С = дQ · ∆Q + дp · ∆p + дV · ∆V + дF · ∆F + дt · ∆t

17, 18. Проверка общ кач-ва ур множ рег-сии и статзначимостикоэф детерминации.

Для проверки исп-сякоэф-т детерминации. R^2=1-(∑ei^2)/ ∑(yi-yср)^2, 0=<R^2=<1. Наряду с R^2исп-сяскоректкоэф-т детерминации. Для этого в числ-ле и зна-ле делается поправка на число степеней свободы: Rср^2=1-(∑(ei^2)*(m+n-1))/ ∑((yi-yср)^2)/(n-1);

после упрощения: R^2=1-(1-Rср^2)*(n-1)/(n-m-1). R^2<Rср^2.

Доказано, что доб-ние в модель новых пер-ыхосущ-ся до тех пор пока растет скор-ыйкоэф-т детерминации. Такой анализ осущ-ся на основе проверки об общ зна-сти т е гипотезы об одновр равенстве нулю всех коэф. Если гип Н0 не отклон, то совокуп влияние всех объяснперем на завис перем можно считать статиснесущ, а общ кач-во ур-ниярегр невысоким. Дан гип-за провер на основе сравнобъясн и остат дисперсии: Н0: объясндисп=остатдисп; Н1: объясндисп>остатдисп.

Для этого стро-сяF-стат-ка:

F=(∑((yi-yср)^2)/m)/(∑ei^2(n-m-1)). F-ста-ка распр по Фишеру и имеет: v1=m; v2=n-m-1. По зад ур-нию α и числам v1, v2опр критерий Fкр: Fкр=Fα, m, m+n-1. Если F>Fкр – гіп Н0 откл в пользу Н1. Это значит, что объясн дисп больше остат. А это означ, что постр ур-ние регрессии хорошо описповед завис перем. На пр-кепров гипотеза о стат значимости коэфдетерм:H0:R^2=0; H1: R^2≠0.

Для этого строит F-ста-ка вида: F=R^2/(1-R^2)*m/(n-m-1).