YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları

Transkript

1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 2: Basit Regresyon Modeli Doç. Dr. Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi, İktisat Bölümü, Yıldız Kampüsü H Blok, Oda no. 124, Beşiktaş, İstanbul. tastan@yildiz.edu.tr Hata terimi (error term, disturbance) : u u, hata terimi (error term, disturbance) adını alır. Bağımlı eğişken y üzerinde etkili olan x in dışındaki diğer faktörleri temsil eder. Bu diğer etkenler e gözlenemeyen (unobserved) faktörler deriz. 4 CH.2 Basit Regresyon Modeli (tek açıklayıcı değişkenli model) Bu bir basit doğrusal regresyon (simple linear regression) modelidir. İki değişkenli model de denir (bivariate regression model) Amaç: bağımlı değişken y yi, bağımsız değişken x ile açıklamak. Regression teriminin orijini: Galton un ortalamaya dönüş (regress) yasası 2 EĞİM (SLOPE ) KATSAYISI : β Eğer u nun temsil ettiği diğer faktörler sabit tutulursa, yani, u = 0 olursa, bu halde, x in y üzerindeki doğrusal etkisi şudur: Böylece, β 1, regresyonun eğim katsayısı (slope) olmaktadır. u nun temsil ettiği faktörler sabit iken ( ceteris paribus varsayımı), x deki bir birim değişmenin y de yaratacağı değişmeyi gösterir. Regresyonun sabit terimi (intercept) β o, x=0 iken y nin alacağı değeri gösterir ve ekonomik yorumu üzerinde pek durulmaz. 5 Basit Regresyon Modeli: Terminoloji Değişkenlere birbirinin yerine kullanabilen çeşitli isimler verilmiştir: y Bağımlı Değişken (Dependent Variable) Açıklanan Değişken (Explained Variable) Tepki Değişkeni (Response Variable) Tahmin edilen Değişken (Predicted variable) Regressand x Bağımsız Değişken (Independent Variable) Açıklayıcı Değişken (Explanatory Variable) Kontrol Değişkeni (Control Variable) Tahmin eden değişken (Predictor Variable) Regressor BASİT REGRESYON ÖRNEKLERİ Örnek 2.1 (s.24): Soya fasülyesi çıktısı (yield) ve gübre miktarı (fertilizer) modeli, Y=yield, x=fertilizer β 1 : diğer faktörler sabitken (ceteris paribus) gübrenin çıktı miktarı üzerindeki etkisi u: rassal hata terimi, soya fasülyesi çıktısını etkileyen, gübre dışındaki, yağmur miktarı, toprağın kalitesi gibi tüm faktörlerin ortak etkisi Holding all other factors fixed u=0 3 6 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 1

2 BASİT REGRESYON ÖRNEKLERİ Örnek 2.2 (s.24): Basit bir ücret denklemi (wage equation) wage: saat başına kazanılan ücret, ölçü birimi YTL ya da USD educ: eğitim düzeyi, ölçü birimi yıl. β 1 : ilgili diğer faktörler sabitken, bir yıllık fazladan eğitimin saat başına ücretlerde meydana getireceği değişim Diğer faktörler ne olabilir?: işgücü piyasasındaki tecrübe, doğuştan gelen yetenek, şu an çalışılan yerdeki kıdem, iş etiği, alınan eğitimin kalitesi, çalışanın cinsiyeti, etnik kökeni, kır ya da kente yaşaması, medeni hali, çocuk sayısı, dış görünüşü vs. gibi çok sayıda faktör ücretleri etkileyebilir Hata terimi u ile açıklayıcı değişken x in ilişkisiz olması koşulu x in y üzerindeki etkisini görebilmemiz için u da içerilen gözlenemeyen faktörlerin aynı-sabitkalmaları (ceteris paribus koşulu) gerekli idi. Bundan nasıl emin olabiliriz? Bunun için x ile u nun ilişkisiz olması gereklidir. Ancak, u hem x ile, hem de x in herhangi bir fonksiyonu (x 2, x vs.) ile ilişkisiz olmalı. Bunun için şu sıfır koşullu ortalama varsayımı (zero conditional mean assumption) gerekli: 10 DOĞRUSALLIK (LINEARİTY) Örnek (2.1) deki basit regresyonun doğrusal (linear) olması şu anlama gelmektedir: x deki 1 birimlik değişmenin y de meydana getireceği etki, x in başlangıç (initial) değeri ne olursa olsun, aynıdır (sabittir). Bu sabit etki varsayımı uygulamada çoğu zaman gerçeklere uymaz. Örneğin, ölçeğe göre artan ya da azalan getiri doğrusal modelle açıklanamaz. Ücret denkleminde, ilave bir yıl eğitimin etkisi önceki eğitim düzey(ler)ine göre daha fazla olacaktır. Bu etkilerin kolayca nasıl modelleneceğini daha sonra göreceğiz. 8 Sıfır Koşullu Ortalama Varsayımı (Zero Conditional Mean Assumption) (2.6) da, u ve x tesadüfi değişkendir (random variables). Bu nedenle, x in verilen bir değeri için u nun koşullu dağılımını tanımlayabiliriz. x in verilen belli bir değerine anakütlenin (population) belli bir dilimi (kısmı) karşılık gelir. u nun bu populasyon dilimi içindeki beklenen değerini (ortalamasını) alabiliriz. Burada kritik varsayım, u nun ortalama değerinin x in alacağı değere bağlı olmamasıdır. İlk eşitlik şu demek: x in verilen herhangi bir değeri için gözlenemeyen faktörlerin ortalaması aynıdır ve dolayısıyla da u nun tüm anakütledeki ortalama değerine (sıfıra) 11 eşittir. Ceteris paribus çıkarımlarının yapılabilmesi için gerekli varsayımlar: 1.Hata teriminin anakütle ortalamasının sıfır olması Basit regresyonda sabit terim (β o ) mevcut olduğu sürece,şu varsayımı yapabiliriz: Bu, u nun içerdiği gözlenemeyen (unobservables) etkiler in dağılımıyla ilgili bir varsayımdır. u ların bir kısmı +, bir kısmı işaretlidir ve bunlar birbirlerini götürürler diye varsayıyoruz. β o ı yeniden tanımlayarak (2.5) deki varsayımın gerçekleşmesini her zaman sağlayabiliriz. 9 Sıfır Koşullu Ortalama Varsayımı Örnek Ücret denklemini hatırlarsak: wage = β o + β 1 educ + u (2.4) bu regresyonda, u, kişilerin doğuştan yeteneğini (innate ability) -gözlenemez- temsil etsin, bunu abil ile gösterelim. (2.6) varsayımı, tüm eğitim seviyelerinde ortalama doğuştan yetenek in aynı olduğunu söyler: E(abil 8) = E(abil 12) =... = 0. Eğer eğitimle doğuştan yeteneğin ilişkili olduğunu düşünüyorsak (daha yetenekliler okulda da daha iyiler), bu halde varsayım sağlanamaz. Doğuştan yeteneği gözlemleyemediğimiz için de ortalama doğuştan yeteneğin tüm eğitim seviyelerinde aynı olup olmadığını bilemeyiz. 12 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 2

3 Sıfır Koşullu Ortalama Varsayımı Örnek Soya fasülyesi gübre deneyini hatırlayalım. Arazi eşit parçalara bölünüp rassal olarak herbirine farklı miktarlarda gübre uygulanıyordu. Eğer gübre miktarları bu toprak parçalarının özelliklerinden ilişkisiz olarak belirleniyorsa sıfır koşullu ortalama varsayımı sağlanır. Ancak, yüksek kaliteli toprak parçalarına yüksek miktarda gübre uygulanırsa hata teriminin beklenen değeri gübre miktarı ile birlikte artar. Bu durumda sıfır koşullu ortalama varsayımı sağlanamaz. Bağımlı değişken y nin sistematik ve sistematik-olmayan kısımları (2.6) varsayımı (sıfır koşullu ortalama) geçerli iken, y = β o + β 1 x + u basit regresyonunda, bağımlı değişken y yi iki kısma ayırmak mümkün olacaktır : 1. β o + β 1 x : sistematik kısım (y nin x tarafından açıklanan kısmı) ve 2. u : sistematik-olmayan ya da x tarafından açıklanamayan kısmı Populasyon (Anakütle) Regresyon Fonksiyonu (POPULATION REGRESSION FUNCTION-PRF) (2.1) in x e göre koşullu beklenen değerini alır ve (2.6) dan E(u x)=0 koyarsak, PRF nin, E(y x), x in doğrusal bir fonksiyonu olduğunu görürüz: SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER TAHMİN EDİCİLERİ (THE ORDINARY LEAST SQUARES ESTIMATES) Herhangi bir anakütleden n hacimli bir rasgele örnek (random sample) çekelim: Doğrusallığın anlamı, x deki bir birimlik değişmenin y nin koşullu beklenen değerinde β 1 kadar bir değişime yol açmasıdır. Figure 2.1 den görüldüğü gibi x in verilmiş bir seviyesinde y nin dağılımının merkezi E(y x) dir Örnek anakütleden çekildiği için, (2.1) deki regresyonu her bir i (gözlem değeri) için yazabiliriz : Populasyon Regresyon Fonksiyonu, PRF EKK (OLS) TAHMİN EDİCİLERİ: ÖRNEK Rasgele seçtiğimiz 15 ailenin (n=15) belli bir yıldaki gelirlerini (x) ve tasarruflarını (y) gözlemlediğimizi düşünelim. Bu 15 gözlemin serpilme çizimi (scatterplot) ve hayali bir PRF çizgisi şöyle olsun : J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 3

4 β o ve β 1 in tahmini Yukarıda u nun ortalamasının sıfır olduğunu ve x ile ilişkisinin bulunmadığını varsaymıştık: E(u) = 0 (2.10) ve Cov(x, u) = E(xu) = 0 (2.11) Bu formüllerde u yerine, onun (2.1) den bulacağımız değerini, u = y -β o -β 1 x, kullanırsak : Regresyon parametrelerinin tahmini: devam (2.15) i n ile çarptıktan sonra yerine (2.17) deki değerini koyarsak: Yeniden düzenlenirse (2.12) ve (2.13) nolu denklemler, (x,y) nin kitledeki ortak olasılık dağılımı (joint probability distribution) üzerine iki kısıt (restrictions) koymaktadır. Bilinmeyen sayısı da 2 olduğu için tahmin yapabiliriz (İstatistik II de gördüğünüz Momentler Yöntemini hatırlayın). 19 bulunur. 22 Örneklem Moment Koşulları Yukarıda yazdığımız iki bilinmeyenli ikili populasyon moment koşulunun örneklem karşılıklarını aşağıdaki gibi yazabiliriz: Regresyon parametrelerinin tahmini: devam Toplama işlemcisinin özelliklerinden hareketle ve yazılabilir. Buradan eğim parametresinin tahmin edicisi Bu Momentler Yöntemi (Method of Moments) ne bir örnektir. Betaların üzerinde şapka olduğuna dikkat edin (tahmin edici). Örneğe ait veriyi kullanarak bu iki denklemi bilinmeyen ve için çözeriz. 20 olarak bulunur. 23 Regresyon parametrelerinin tahmini: devam Toplama operatörünün (Σ) özelliklerinden (bkz. Appendix A) (2.14) ü şöyle yazabiliriz: burada ybar ve xbar örneklem ortalamalarıdır. (2.16) dan : Regresyon parametrelerinin tahmini: devam (2.19), yani, x ve y arasındaki örnek kovaryansının x in örnek varyansına bölümüdür. Bu şuradan geldi : E (u) = 0 ve Cov(x,u) = 0 varsayımları altında,, x ve y arasındaki anakütle kovaryansının x in varyansına bölümüne eşittir. Demek ki, eğer örnekte x ve y pozitif yönde ilişkilerse, pozitif olacak, tersine, negatif yönde ilişkilerse negatif olacaktır. (2.18) deki koşul, bulunur. 21 x in örnekte hep aynı değeri almaması, yani, değişme göstermesi anlamına gelir. Örneğin, tüm örneğe giren kişiler 12 yıl okumuşsa (2.) deki wage regresyonunu tahmin edemeyiz. 24 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 4

5 En Küçük Kareler (Ordinary Least Squares -OLS-) y için modelce tahmin edilen değer (fitted value) Bu çözümde OLS objektif fonksiyonunun minimum olduğundan emin olabilir miyiz? Her hangi b 0 ve b 1 için amaç fonksiyonu şöyle yazılabilir: Kalıntı terimi (residual): Hata terimi ile karıştırılmamalıdır. OLS yöntemi betaların tahmin edicilerini kalıntı kareleri toplamını en küçük yapacak şekilde bulur: Tahmin edilen y değerleri ve Kalıntılar (Fitted values-residuals) Devam: Kalıntı kareleri toplamı b 0 ve b 1 e bağlı olmadığından bu eşitlikteki son üç terim şöyle yazılabilir: Bu ifade kareler toplamı olduğundan en fazla sıfır olabilir. Öyleyse bu ifade ancak ve sağlandığında en küçük değerine ulaşır Minimizasyon problemi: OLS tahmin edicilerinin alternatif türetimi Bu fonksiyona diyelim. Birincil sıra koşullar POPULATION AND SAMPLE REGRESSION FUNCTIONS: PRF, SRF PRF : E(y x) = β0 + β1x Anakütle regresyon fonksiyonu sabittir (tektir) ve onu ölçemeyiz, yani bilinmezdir. Örneklem Regresyon Fonksiyonu (SRF) : dan hareketle denklem sistemi yhat, y nin regresyondan tahmin edilen değerlerini ifade eder. Eğim ve x deki 1 birim değişmenin y de meydana getireceği değişme şunlara eşittir: olur. Bu Momentler Yöntemi ile elde edilen denklem sisteminin -2n ile çarpılmış halidir. Dolayısıyla aynı MOM yöntemi ile aynı çözüme sahiptir J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 5

6 BASİT REGRESYON : ÖRNEK ABD firmasının CEO (Chief Executive Officer) larının maaşları (y) ile bu firmaların karlılıkları (x) arasındaki ilişkiyi araştırıyoruz (1990 yılı için). y : yıllık maaş, 000 $, n=209 (örnek hacmi) x : Firmanın son 3 yıla ait sermaye getiri oranı, % (return on equity=net income / common equity). Model: EKK (OLS) TAHMİN EDİCİLERİN CEBİRSEL ÖZELLİKLERİ (Algebric properties of OLS statistics) 1) EKK(OLS) artıklarının toplamı ve dolayısıyla da örnek ortalaması sıfıra eşittir: 2) Bağımsız değişkenle (x) EKK(OLS) artıklarının örnek kovaryansı sıfıra eşittir.(2.15) den: Tahmin (GRETL, ceosal1.gdt): 3) ( x, y) noktası daima EKK(OLS) regresyon çizgisi üzerine düşer ÖRNEK 2.3 : Getiri oranında %1 puanlık artış ( roe=1) ortalama maaşlarda 18.5 bin dolarlık artış sağlayacak. KARELER TOPLAMLARI (SUM OF SQUARES) Her bir i için, Toplam kareler toplamı (total sum of squares): TKT (SST) Açıklanan kareler toplamı (explained sum of squares: AKT (SSE) Kalıntı (artık) kareler toplamı(residual sum of squares):kkt (SSR) Tahmin edilen regresyondan nın hesaplanması : û ŷ ve KARELER TOPLAMLARI (SUM OF SQUARES) SST: bağımlı değişkenin örneklem içindeki değişkenliğini verir. var(y)=sst/(n-1) olduğuna dikkat edin. Benzer şekilde SSE, yhat deki, SSR, kalıntılardaki (uhat) değişkenliği verir. y deki toplam değişkenlik açıklanan ve açıklanamayan kısımlardaki değişkenliğin toplamına eşittir: SST = SSE + SSR (2.36) İspat: kitap ss J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 6

7 UYUMUN İYİLİĞİ (GOODNESS-OF-FIT) ÖLÇÜSÜ: R 2 (determinasyon katsayısı) (2.36) yı SST ye bölelim: 1=(SSE/SST) + (SSR/SST). Buradan, Log(Wage) = β o + β 1 educ + u (2.42) Bu model eğitime göre artan getiri verir. Eğer u = 0 ise % wage (100 β 1 ) educ SSE hiçbir zaman SST den daha büyük olamayacağı için R 2 daima o ile 1 arasında değer alır. R 2, y deki değişmenin x tarafından açıklanan yüzdesini gösterir. Gözlemler regresyon çizgisi boyunca dar bir aralıkta uzanıyorsa, R 2, 1 e yakın çıkacak, gözlemlerin dağılımı bir yönden yoksun ise sıfıra yaklaşacaktır. u ilişki geçerlidir: 2 R = Corr ( y, yˆ ) i DEĞİ KENLERİN ÖLÇÜ BİRİMLERİNİ DEĞİ TİRİRSEK NE OLUR? x in birimi aynı kalırken, eğer, y yi c sabiti ile çarparsak, intercept (sabit) ve slope (eğim) terimlerinin her ikisi de c sabitiyle çarpılır. CEO maaşları örneğinde y yi bin dolarla değil de, $ ile ifade edersek (c=1000) regresyon şöyle olur (yorum yine aynı olur): salary$ = 963, ,502 roe. y aynı kalırken, x i c sabitiyle çarparsak, bu halde, β o (hat) değişmezken, β 1 (hat), c ile bölünür. Örneğin, CEO regresyonunda x i %(percent) ile değil ondalık kesirle (decimal) ifade edersek (c=0.01 oldu): salary = roe. olur. Yani, β 1 (hat), 0.01 ile bölündü (100 ile çarpıldı). 38 Logaritmik ücret modeli, GRETL: wage1.gdt Eğim katsayısını (β 1 hat =0.083) 100 ile çarparak yüzde (percentage) cinsinden yorumlayabiliriz: 100(0.083) = 8.3. Yani, ilave bir yıl eğitim ücreti %8.3 artırmaktadır. Buna ilave bir yıl eğitimin getirisi (return to another year of education) denir. İlave bir yıl eğitim log(wage) i %8.3 artırır yorumu yanlıştır. %8.3 artan log(wage) değil, wage dir. educ değişkeni log(wage) deki (wage deki değil) değişmenin %18.6 sını (R 2 ) izah etmektedir. 41 BASİT REGRESYONA DOĞRUSAL-OLMAYAN (NONLINEAR) BİÇİM EKLEME Doğrusal (linear) biçim çoğu kez gerçeği yansıtmaz. Bu nedenle doğrusal-olmayan modellerle çalışmak gerekebilir. Bağımlı ve bağımsız değişkeni uygun biçimde tanımlayarak basit regresyonu (değişkenlerde) doğrusal-olmayan bir modele dönüştürebiliriz. Regresyon modeli hala parametrelerde doğrusaldır. Sıkça uygulanan bir yöntem, bağımlı değişkenin log (=ln)y şeklinde ifade edilmesidir. Bu derste sadece doğal log dönüştürmesi kullanılacaktır. 39 Sabit esneklik modeli x ve y nin ikisini de log olarak alırsak sabit esneklik modeli (constant elasticity model) ne (log-log modeli) ulaşırız log-log model: y=log(salary), x=log(sales) Burada, β 1, maaşın satışa göre esnekliğidir (the elasticity of salary with respect to sales). Yorum: Satışlarda %1 artış CEO maaşlarında %0.257 artışa yol açıyor. Yani, satışlarda %4 lük artış maaşlarda %1 lik artış yaratıyor. 42 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 7

8 LOGARİTMA KULLANILARAK OLU TURULMU FONKSİYONEL BİÇİMLER (FUNCTIONAL FORMS) OLS t.e.nin sapmasızlığı EKK (OLS) tahmin edicilerin sapmasız (unbiasedness) olabilmesi aşağıdaki 4 varsayıma bağlı: 1. Varsayım. SLR.1 : model parametreler bakımından doğrusaldır : y = β o + β 1 x +u (2.47) (y, x ve u nun üçü de tesadüfi değişkendir) 2. Varsayım SLR.2 : Elimizdeki veri (data) kitleden rasgele örneklemeyle (random sampling) çekilmiştir. 3. Varsayım SLR.3 : Sıfır koşullu ortalama (zero conditional mean) varsayımıdır, E (u x) = 0. Rasgele örnekleme için bu varsayım şunu da zorunlu kılar: Parametrelerde ve değişkenlerde doğrusallık (linearity) Regresyonun doğrusal (linear) olup olmasını x ve y nin değil beta ların doğrusallığı belirler. 1/ 4 Örneğin, 1/x, x, y, vs. gibi değişkenleri gerekli dönüştürmeler yaparak kullanabiliriz. Regresyon yine doğrusaldır. Oysa, aşağıdaki regresyon parametreler bakımından doğrusal değildir, dolayısıyla da doğrusal bir regresyon değildir. Sapmasızlık (unbiasedness) için varsayımlar 4. Varsayım SLR.4 : Bağımsız değişkenin örnek içindeki değerleri aynı değildir, değişme gösterir. x i, i=1,,n ler aynı sabite eşit değildirler. Bu varsayım, β 1 hat in (2.19) daki formülünde paydanın sıfır olmaması demektir. u koşulun sağlanmasını gerektirir : EKK(OLS) tahmin edicilerinin, ( βˆ 0, βˆ 1 ), istatistiksel özellikleri Anakütleden çekilen farklı rasgele örneklerden bulacağımız OLS parametre tahmin değerlerinin dağılımları ne tür özellikler gösterecektir? OLS tahmin edicilerinin örnekleme dağılımlarının özellikleri nelerdir? İlk olarak sonlu örneklem özelliklerinden sapmasızlık ve etkinliklerini inceleyeceğiz. Hatırlarsak sapmasızlık örnekleme dağılımındaki ortalamanın bilinmeyen doğru değere eşit olduğunu söylüyordu. Etkinlik ise ilgili tahmin edicinin varyansının o tahmin ediciler kümesi içinde en küçük olduğu anlamına geliyordu. 45 Örnek parametresi in kitle parametreleri, β0veβ1 cinsinden ifadesi: Rasgele örnekleme durumunda (2.47) deki doğrusal PRF ı şöyle yazabiliriz : u eşitliği kullanarak (bkz.ek A), (2.19) u şöyle yazabiliriz: ˆβ 1 48 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 8

9 (devam) (2.49) da y i yerine (2.48) deki değerini koyalım: Teorem 2.1: SEK (OLS) tahmin edicilerin sapmasızlığı (unbiasedness) OLS tahmin edicilerinin beklenen değerleri bilinmeyen kitle parametrelerine eşittir : (2.50) de payı şöyle yazabiliriz: 49 İspat : (2.52) nin iki tarafının da beklenen değerlerini alalım. Beklenen değerler x in örnek değerlerine koşulludur (conditional), dolayısıyla, s x2, d i sadece x in fonksiyonları oldukları için sabit (nonrandom) varsayılacaklar. Diğer yandan, Varsayım SLR.2 ve SLR.3 gereği, her bir u i nin beklenen değeri sıfırdır. 52 Ek A da gösterildiği gibi : (devam) (2.52) den : devam Dolayısıyla, (2.51) şu hale gelir : Bunu (2.50) de yerine koyarsak: Burada dir β ˆ v e β ilişkisi (2.52) den görüldüğü gibi, 1 ˆβ = + u ların (errors) bir doğrusal bileşimi β 1 Örnek hata terimleri sıfırdan farklı olduğu sürece βˆ 1 olacak. β Sapmasızlık üzerine notlar Sapmasızlık tekrarlanan örneklerden bulunan çok sayıdaki ˆ β ve tahminlerine ait örnek 0 βˆ 1 dağılımlarının (sampling distributions) bir özelliğidir. Dolayısıyla, tek bir örnekten (ki çoğu kez böyledir) bulunan betalarla ilgili olarak hiçbir şey söylemez. Bilinmeyen kitle parametrelerinden çok uzak bir tahmin de elde edebiliriz. Yukarıda yaptığımız 4 varsayımdan biri veya bir kaçı sağlanamazsa sapmasızlık özelliği geçerli olmaz. Doğrusallığın ve rasgele örneklemenin olmaması, u ile x lerin ilişkili olması veya u nun içerdiği faktörlerin x ile ilişkili olmaları (ki, sahte spurious korelasyona sebep olur) durumlarında sapmalı tahmin ediciler elde edeceğiz J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 9

10 OLS t.e.lerinin sapmasızlığı: Basit bir Monte Carlo deneyi Bağımlı değişken y için veri üretim sürecinin aşağıdaki gibi belirlendiğini düşünelim: y = x + 2*N(0,1) Burada doğru parametre değerlerinin β 0 =1 ve β 1 =0.5 olduğuna, ve hata teriminin u=2*n(0,1) olarak belirlendiğine dikkat edin. N(0,1) standart normal dağılıma uyan bir rassal değişkendir. Ayrıca açıklayıcı değişken x in değerlerinin sabit olduğunu ve x=10*unif(0,1)olarak belirlendiğini düşünelim. imdi bu populasyon modelinde parametre değerlerini bilmediğimizi ve OLS yöntemini kullanarak tahmin edeceğimizi düşünelim. GRETL programını kullanarak yukarıda belirtilen dağılımlardan rassal sayılar türetip çok sayıda örnekler elde edebilir ve her örnek için OLS yöntemini uygulayıp tahmin değerlerini bir dosya içinde kaydedebiliriz. Bu basit bir Monte Carlo deneyidir. Tahmin edicilerin, test istatistiklerinin örnekleme dağılımlarının elde edilmesinde sıklıkla kullanılır. OLS t.e.lerinin sapmasızlığı: Basit bir Monte Carlo deneyi Sabit terimin örnekleme dağılımı OLS t.e.lerinin sapmasızlığı: Basit bir Monte Carlo deneyi GRETL programında bu deney şöyle kodlanabilir (simpleolsmontecarlo.inp): nulldata 50 gözlem sayısı seed 123 sayı üretimi için seed genr x = 10 * uniform() açıklayıcı değişkeni türet # open a "progressive" loop, to be repeated 1000 times loop 1000 progressive döngüyü aç genr u = 2 * normal() hata terimini türet # construct the dependent variable genr y = * x + u populasyon reg modeline göre y yi türet # run OLS regression ols y const x OLS reg. kur # grab the coefficient estimates and R-squared genr a = $coeff(const) intercept terimini al genr b = $coeff(x) eğim parametresini al genr r2 = $rsq determinasyon katsayısını al # and save the coefficients to file store MC1coeffs.gdt a b a ve b yi kaydet Endloop döngüyü tekrarla ve sonlardır open MC1coeffs.gdt 56 OLS t.e.lerinin sapmasızlığı: Basit bir Monte Carlo deneyi Eğim parametresinin örnekleme dağılımı: 59 OLS t.e.lerinin sapmasızlığı: Basit bir Monte Carlo deneyi simpleolsmontecarlo.inp dosyasını çalıştırırsak OLS tahmin edicilerinin örnekleme dağılımlarını elde ederiz. Bu dağılıma ulaşmak için MC1coeffs.gdt dosyasını açmamız gerekir. Özet istatistikler: EKK (OLS) tahmin edicilerinin varyansı EKK tahmin edicilerin, 0 ˆβ ve βˆ 1 sapmasızlığı için Varsayım SLR.1-SLR.4 yeterli idi. EKK tahmin edicilerin belli etkinlik (efficiency) özellikleri için ve ayrıca betaşapkaların varyanslarının daha basit şekilde formüle edilebilmesi için bir başka (5.ci) varsayım daha yapmalıyız : Varsayım SLR.5 : Sabitvaryans -homoscedasticity -varsayımı. Gözlenemeyen hata terimlerinin (u), x e koşullu (conditional) varyansı sabittir : J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 10

11 aynı zamanda u ların koşulsuz (unconditional) varyansıdır u ve x in bağımsız (independent) olduklarını varsaydık (ki, bu çok kuvvetli bir varsayımdır), x verilmişken u nun dağılımı x e bağlı olmayacaktı.dolayısıyla, E(u x) = E(u)=0 ve Var (u x) =σ 2 Var(u x), x e bağlı ise, x değiştikçe o da değişir. Buna, değişken-varyans (heteroscedasticity) denir Var (u x) = Var (y x) olduğu için, Var (y x), x in bir fonksiyonu ise değişken-varyans durumu vardır Varsayım SLR.3 ve Varsayım SLR.5, y nin koşullu (conditional) ortalama ve koşullu varyansı ile de ifade edilebilir SLR.1-SLR5 varsayımları altında EKK (OLS) tahmin edicilerin örneklem varyansları SLR.1-SLR5 varsayımları altında x verilmişken y nin koşullu beklenen değeri x in doğrusal bir fonksiyonudur. Yine x veri iken y nin varyansı sabittir ve hata terimlerinin varyansına eşittir. 62 Bu formüller değişken-varyans (heteoscedasticity) varsa geçersizdir. Betaların varyansları, u ların varyansı ile doğru orantılı, x deki toplam değişmeyle ters orantılı olarak değişmektedir. 65 Sabit varyans (homoscedasticity) geçerli iken basit regresyon modeli (2.57) nin isbatı (2.52) de her iki tarafın varyansını alalım: J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 11

12 Hata terimleri (errors or disturbances) ile artıkların (residuals) farkı Hata terimleri (errors or disturbances)(u) ile artık terimler(residuals) (uhat) birbirine karıştırılmamalı. Hata terimleri kitle modelini gözlemlerle yazdığımız zaman söz konusudur. Artıklar ise örnek parametrelerinin olduğu denkleme aittir. Hata terimleri gözlenemez (unobservable) iken artıklar (kalıntılar) verilerden tahmin edilebilir. Standart hatalar Varyansın karekökü regresyonun standart hatası (standart error of the regression, SER) adını alır. Tahminin standart hatası (standart error of the estimate) ya da hata kareleri ortalaması karekökü (root meansquared error) olarak da adlandırılır. (2.57) ve (2.58) de σ yerine kullanarak betaların standart sapmalarını hesaplarız : ˆσ u ve uhat ( ) ilişkisi (2.32) ve (2.48) i kullanarak artık terimleri hata terimlerinin bir fonksiyonu olarak yazabiliriz: û Orijinden geçen regresyon : Regresyon sabit terimine (intercept) sıfır kısıtı konulması Bazı durumlarda x=0 iken y=0 olsun isteriz. Örneğin, gelir sıfırken vergi tahsilatı da sıfır olacaktır. (2.64) deki SSR minimize edilecektir. Tilda ları sabit terimli durumla karıştırmamak için kullanıyoruz. Örnek ve kitle parametreleri eşit olmadığı sürece u ile uhat farklı olacaktır. Ancak, (2.59) un her iki tarafının beklenen değerini alırsak, sapmasızlık özelliğinden dolayı, E( ) =, vs. 1 ˆβ β1 E(u) - E( )=0 buluruz. û Hata terimleri varyansının tahmini Hata terimleri varyansının sapmasız tahmin edicisi Ancak, hata terimleri u(i) leri gözlemleyemediğimiz için bunu hesaplayamayız. Bu yüzden, varyansın tahminini EKK(OLS) artıklarından, uhat, elde edeceğiz : Bu tahmin sapmalıdır (biased), zira, EKK (OLS) artıklarının serbestlik derecesi n değil n-2 dir (birincil koşulları veren iki denklemden dolayı 2 S.D. i kaybediliyor). SD düzeltmesi yaparak sapmasız varyansı şöyle bulacağız: 69 J.M. Wooldridge Introductory Econometrics 12