ekonometria

 

Badanie istotności parametrów regresji

 

Oceny standardowych błędów estymatorów parametrów regresji.

W procesie sprawdzania istotności poszczególnych parametrów regresji ważna rolę spełniają tzw. oceny standardowych błędów estymatorów parametrów regresji . Będziemy je oznaczać odpowiednio .

W przypadku, gdy wykorzystujemy zapis macierzowy oblicza się je ze wzorów:

,

gdzie

·          jest standardowym błędem,

·          jest i-tym diagonalnym elementem macierzy .

 

Często wyniki obliczeń zapisuje się w postaci

.

Jeżeli oceny  są "małe" w porównaniu z wartościami estymatorów , to można się spodziewać, że model regresyjny jest zadawalający. Dokładniej co oznacza słowo "małe", sprecyzujemy w dalszej części tego wykładu, omawiając przedziały ufności i testy istotności dla parametrów regresji.

 

Przykład (Inflacja) (kontynuacja przykładu 6.1). W szczególnym przypadku  oceny standardowych błędów estymatorów parametrów regresji wyznacza się ze wzorów:

,

.

W rozważanym przykładzie mamy

, ,  i .

Zatem

,

.

Wyniki obliczeń zapisujemy w postaci

.

 

Przykład (Reklama).(kontynuacja przykładu 6.2).

Z wydruku

 

Współczynniki

Błąd standardowy

Przecięcie

47,16494227

2,470414433

x1

1,599040336

0,280963057

x2

1,148747938

0,30524885

 

odczytujemy

,

,

.

Oszacowany model regresji zapisujemy w postaci

.

 

Przedziały ufności dla parametrów regresji.

Przedziałem ufności dla parametru regresji , gdzie , nazywamy przedział liczbowy, o którym przypuszczamy, że mieści się w nim nieznany parametr . Z przedziałem tym związana jest miara ufności (pewności) równa prawdopodobieństwu, że przedział rzeczywiście zawiera interesujący nas parametr, zwana poziomem ufności. Zwykle przyjmuje się poziom ufności  lub . Dla ustalonego poziomu ufności  wyznaczony przedział nazywamy  przedziałem ufności.

 przedział ufności dla parametru regresji , wyznaczamy korzystając ze wzoru:

,

gdzie

·         n jest liczbą obserwacji,

·         k jest liczbą zmiennych objaśniających,

·          jest przyjętym poziomem ufności,

·          jest estymatorem parametru regresji ,

·          jest oszacowaniem błędu estymatora ,

·          jest wielkością odczytywaną z tablic krytycznych wartości rozkładu t (rozkładu t-Studenta).

 

Przykład wyznaczania wartości krytycznej.

Przyjmijmy, że konstruujemy 90 % przedział ufności, gdy do dyspozycji mamy  obserwacji, a związek regresyjny ma  zmienne objaśniające. Zatem

oraz liczba stopni swobody wynosi

.

Korzystamy z tablic

Liczba stopni swobody

...

1

 

 

 

2

 

 

 

 

.

 

 

 

 

13

1,771

 

 

.

 

 

 

 

120

 

 

 

 

 

 

 

 

 

i odczytujemy

.

 

Przykład (Inflacja) (kontynuacja). Podamy 99 % przedział ufności dla parametru  i 95 % przedział ufności dla parametru .

a)    99 % przedział ufności dla parametru

Dla  i liczby stopni swobody , z tablic odczytujemy . Poprzednio obliczyliśmy  i . Ostatecznie

,

i szukany przedział ufności jest postaci

Podsumowując, przedział  zawiera prawdziwą wartość parametru  z prawdopodobieństwem 0,99.

 

b)    95 % przedział ufności dla parametru

Dla  i liczby stopni swobody , z tablic odczytujemy . Poprzednio obliczyliśmy  i . Ostatecznie

,

i szukany przedział ufności jest postaci

Podsumowując, przedział  zawiera prawdziwą wartość parametru  z prawdopodobieństwem 0,95.

 

Przykład (Reklama).(kontynuacja).

Z wydruku

 

Dolne 95%

Górne 95%

Dolne 99,0%

Górne 99,0%

Przecięcie

41,32334457

53,00653997

38,51977401

55,81011053

x1

0,934668753

2,263411919

0,61581547

2,582265202

x2

0,426949621

1,870546256

0,080535401

2,216960475

 

odczytujemy np.

a)    99 % przedział ufności dla parametru

.

Przedział  zawiera prawdziwą wartość parametru  z prawdopodobieństwem 0,99.

b)    95 % przedział ufności dla parametru

.

Przedział  zawiera prawdziwą wartość parametru  z prawdopodobieństwem 0,95.

 

Uwaga. Gdyby estymatory  rozpatrywać oddzielnie, to łącznym obszarem ufności dla obu parametrów byłby prostokąt o bokach będących przydziałami ufności dla pojedynczych parametrów. W rzeczywistości obszary te są bardziej skomplikowane. Na przykład, przy założeniach przyjętych w niniejszych wykładach są to elipsy. Nie każdy punkt prostokąta pojawia się w łącznych obszarach ufności.

 

7.3 Testy istotności dla parametrów regresji.

Zainteresujemy się obecnie oceną istotności poszczególnych parametrów regresji . Chodzi tu o sprawdzenie, czy zmiany zmiennej objaśniającej  w jakimś stopniu wyjaśniają zmienność zmiennej objaśnianej y. Jeżeli tak, to zmienną  włączamy do równania.

Precyzyjniej, będziemy testować hipotezy o poszczególnych parametrach (współczynnikach kierunkowych) równania regresji postaci:

(0) 

(1) 

(i)    

(k)  

 

Podamy teraz algorytm postępowania w przypadku testowania hipotezy istotności dowolnego z parametrów regresji. Niech będzie to np. parametr . Przyjmiemy także trzy warianty hipotezy alternatywnej . Testujemy więc trzy pary hipotez:

     

Test opieramy o sprawdzian

 .

Obszar krytyczny testu zależy od przyjętej hipotezy alternatywnej:

 

(a)   

                          ,

 

(b)   

                          ,

(c)   

                          ,

 

gdzie

·         k jest liczbą zmiennych objaśniających,

·         n jest liczbą obserwacji.

·         ,  są wielkościami odczytywanymi z tablic krytycznych wartości rozkładu t (rozkładu t-Studenta).

 

Zatem, jeżeli wartość sprawdzianu t należy do obszaru krytycznego K, to odrzucamy hipotezę zerową  i przyjmujemy hipotezę alternatywną . Oznacza to , że parametr  jest istotny (na poziomie istotności ) i należy włączyć go do równania regresji. W przypadku, gdy jeżeli wartość sprawdzianu t nie należy do obszaru krytycznego K, to nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej . Mówimy wtedy, ze parametr