Photo048

w badanym przykładzie wynoszą odpowiednio 2 i 23. Tablica 5.28 zawiera wartości krytyczne testu przy różnych poziomach istotności a.

W-T*ty    modoO

Model 2: Zmienna

Zn

Kil pomnych rmnmych eest dodanych rmamych test oumy wTFriłcrymfców test Inowych rettryłijł

test nwlncwcśo (kwacfraty) test n*lncwc4o (toęarytmy)

rzystaniea 28 obserwacji 1974-2001

JE

RlAd łfanrt

srarvk/i t

u« rmki⁴.

test heterocłaŁKrycralc i test nor ma koki rozkładu reszt test wpływowych obserwacji tost wjpółlr cwofci VF tost stibfeofci Chowa

tosty ajtfcw et* j test efektu ARO( test stabikofct OJ5.M

U>A    air&i i

rrr.Ti

Średni Odchyl Suma Błąd s Wsp. d Skoryg Statys

S ta ty3VyKTT—cgarcty- uo rcrt

Autokorelacja reszt rzędu Logaryta wiarygodności «= -

G3 £    0 *

grul: test RESET

Pomocnicze równanie regresji dla testu specyfikacji RESET
Estymacja KMNK z	wykorzystaniem 28 obserwacji 1974		-2001
Zmienna 2ależna:	Y
Zmienna	współczynnik	Błąd stand.	Statystyka t	Wartość p
const	38,1504	23,1848	1,645	0,11347
XI	-40,7314	26,6682	-1,527	0,14031
X2	-0,522451	0,376695	-1,387	0,17876
yhat^A2	0,481287	0,255816	1,881	0,07264 *
yhat^A3	-0,0142590	0,00775065 -1,840		0,07875 *
Statystyka testu: F - 1,796922,
z wartością p =	P(F(2,23) > 1,79692)	- 0,188		!

Źródło: Opracowanie własne.

Tablica 5.28

Źródło: Opracowanie własne.

Wartość krytyczna testu F-Snedecora dla a = 0,05 (tablica 5.28) wynosi: * 0,05.2.23 ~ 3,42 ,

stąd spełnione są relacje postaci:

^F<Fa.r_lr₂> P>0t.

Na podstawie powyższych zależności stwierdza do odrzucenia hipotezy zerowej H₀, model ma postać

się, że nie ma podstaw liniową.

bilność parametrów modelu (lub występowanie załamania strukturalnego)

zbadano za pomocą testu Chowa. Test przeprowadzono w oparciu o dane mieszczone w załączniku (tablica 7), badane zmienne stanowią: y - koszty rodzajowe w firmie A, w zł,

^ - wielkości wynagrodzeń w firmie A, w zł.

Hipotezy zerowa i alternatywna testu załamania strukturalnego mają postaci:

H₀-.a_k= P* ⁼ 7*

H, :a_k *p_k

Po wprowadzeniu danych do programu Greli (patrz tablica 5.8) oszacowano model dany wzorem (4.39) oraz przeprowadzono test załamania strukturalnego. W celu uruchomienia testu Chowa, należy posłużyć się kolejno poleceniami w pasku narzędzi okna wyników analizy KMNK:

-    [Testy],

-    [test stabilności Chowa],

Tablica 5.29 przedstawia okno oszacowanego modelu (4.40) oraz wyniki testu Chowa (moment załamania - czerwiec 2006).

Tablica 5.29

\ grełl: model 1

Wykresy Qane

£lfc Edycja Iesty Wykresy Qane modeli

Model 1: Zmienna

testpc-rrcri^tych rnu-tr tost dodanych zmienrryc tost v¥Tpdlczy.nfo test bitowych restrykcji

tost rótatorttjki yyttó

test specyfikacji Ramsey

test łtoterę^ittasryCTic-test normatoośo rozkłac test wpływowych obsen

tost wepołirLow^i*.! Vlf-

tett tUbilności Chow.

a

Model 1: Estymacja KMNK z wykorzystaniem 60 obserwacji 2001:01-2005:12 Zmienna zależna: Y

Zmienna

const

współczynnik

164552

Błąd stand.    Statystyka t wartość p

4700/81    35,005 <0,00001 ***

Średnia arytmetyczna zmiennej zależnej = 164552

Odchylenie standardowe zmiennej zależnej « 36412,3

Suma kwadratów reszt = 7,82256e+010

Błąd standardowy reszt = 36412,3

Wsp. determinacji R-kwadrat = 0

Skorygowany wsp. R-kwadrat = 0

Stopnie swobody = 59

Statystyka testu Durbina-Watsona = 1,02546 Autokorelacja reszt rzędu pierwszego = 0,485489 Logarytm wiarygodności = -714,792 Kryterium informacyjne Akaika (AIC) = 1431,58 Kryterium bayesowskie Schwarza (BIC) ® 1433,68 Kryterium infor.Hannana-Quinna (HQC) = 1432,4

Test Chowa na występowanie załamania strukturalnego w momencie 2003:06 Hipoteza zerowa: brak załamania strukturalnego Statystyka testu: F{1, 58) = 62,0559 z wartością p ■ P(F(1, 58) > 62,0559) » 9,82679e-011

r

Źródło: Opracowanie własne.

Zamknij

Statystyka F z próby oraz wartość p, odczytane z wyników testu załamania strukturalnego (tablica 5.29) wynoszą odpowiednio:

F = 62,0559,

P = 9,82679^-011

(0,000).