|
89 3. Dfjpy —{ D ei, ... , D e„ \ D A, M A. M e, n} 4. D\p\= { D ei.D fn, D u, ... , D /„ M A, M e, n} Закон распределения N P V NPV. A=10-1 E=40-5, Распределение: Normal Chi-Square test = 15,03829, df = 12 (adjusted), p = 0,23935 Категории Рис. 3.1. Сравним две м одели анализа чувствительности N P V к дисперсии нормы дисконта (Рис. 3.2.). В первом случае, для каждого расчетного года будем брать из одной повторной выборки новое значение Е (М \ Ру ={/)/,/, ... , D e„\ Д/, М л, M e, п }), т.е. Е сумма независимых случайны х величин, а во втором случае, на всем расчетном периоде п будем использовать одно выборочное значение нормы дисконта Е (M spv= { D e\Da, М л, M e, п }). |
Сравним две модели анализа чувствительности NPV к дисперсии нормы дисконта (Рис. 2.15.). В первом случае, для каждого расчетного года будем брать из одной повторной выборки новое значение Е (MNPV={DEi, ... , DEn\ Da, Ma, M b «}), т.е. E сумма независимых случайных величии, а во втором случае, на всем расчетном периоде п будем использовать одно выборочное значение нормы дисконта Е (MNPy={DE\DA, МА, М& п}). Рис. 2.15. Формирование активных экспериментов не всегда удается реализовать в практике экономической деятельности предприятий. Эти эксперименты могут достаточно дорого стоить. Поэтому описанные выше задачи решаются построением факторного плана. Пусть функция отклика задается уравнением y=J{Xlr^ 2, — и определена в области GcRk. Для ее оценки производится эксперимент с матрицей плана F. В двухуровневом факторном планировании предполагается, что переменная X* во всех опытах принимает лишь два значения Хц и Х,2 (Хц<Хи), где Хц нижний уровень фактора; Х[2верхний уровень фактора. |