Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması

Benzer belgeler
0, model 3 doğruysa a3. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir.

ADMIT: Öğrencinin yüksek lisans programına kabul edilip edilmediğini göstermektedir. Eğer kabul edildi ise 1, edilmedi ise 0 değerini almaktadır.

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20

1. Basitlik 2. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b 2 X t -rb 2 X t-1 +ry t-1 +e t 3. R 2 ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Doğru Fonksiyonel Biçim

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri

İyi Bir Modelin Özellikleri

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.

Y = 29,6324 X 2 = 29,0871 X 3 = 28,4473 y 2 = 2,04 x 2 2 = 0,94 x 2 3 = 2,29 yx 2 = 0,19 yx 3 = 1,60 x 2 x 3 = 1,06 e 2 = 0,2554 X + 28,47 X 3-0,53

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER

Kukla Değişken Nedir?

SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ

T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR:

500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ. YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ. Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği

Bağımlı Kukla Değişkenler

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20

1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ

PARANIN TARİHÇESİ TÜRKİYE DE NAKİTSİZ EKONOMİ EKONOMİNİN FAYDALARI

BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER

EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8)

Bağımlı Kukla Değişkenler

EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 4 ÇÖZÜM

Bağımlı Kukla Değişkenler

PANEL VERİ MODELLERİNİN TAHMİNİNDE PARAMETRE HETEROJENLİĞİNİN ÖNEMİ: GELENEKSEL PHILLIPS EĞRİSİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER

Yılları Arasında Bist 30 Endeksi ve BİST

TÜRKİYE AZERBAYCAN DIŞ TİCARETİNİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER ( DÖNEMİ)*

OTOKORELASYON OTOKORELASYON

21. ULUSLARARASI İKTİSAT ÖĞRENCİLERİ KONGRESİ. Ege Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi. Nakitsiz Ekonomi: Türkiye Örneği

ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s

EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI

EKONOMETRİ I E-VİEWS UYGULAMALI VE ÇÖZÜMLÜ SORULAR

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI

Mali Teşvikler ile Doğrudan Yabancı Sermaye Girişleri Arasındaki İlişkinin ARDL Yaklaşımı ile Analizi: Türkiye Örneği

TEFE VE TÜFE ENDEKSLERİ İLE ALT KALEMLERİNDEKİ MEVSİMSEL HAREKETLERİN İNCELENMESİ* Soner Başkaya. Pelin Berkmen. Murat Özbilgin.

BİST TE İŞLEM GÖREN TARIM VE HAYVANCILIK ŞİRKETLERİNİN PERFORMANS ANALİZLERİ: ( ) *

Yıl: 4, Sayı: 14, Eylül 2017, s

The macroeconomic effects of budget deficits in Turkey

Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi (ASEAD) Eurasian Journal of Researches in Social and Economics (EJRSE) ISSN:

Tek Denklemli Modellerde Uygulanan Testler 1.Yeni Bağımsız Değişkenler Ekleme Testi(s )

TÜRKİYE DE PARA POLİTİKALARININ BANKALARIN KARLILIKLARI ÜZERİNE ETKİSİ

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER


2008 KÜRESEL KRİZİ SONRASINDA AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE İŞGÜCÜ PİYASASINDA HİSTERİ ETKİSİ İbrahim TOKATLIOĞLU * Fahriye ÖZTÜRK ** Hakan Naim ARDOR ***

KAMU HARCAMALARI BİLEŞİMİNİN GELİR DAĞILIMI VE REFAH ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Doç. Dr. Cem DİŞBUDAK, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İktisat Bölümü

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 40, Şubat 2017, s

UYGULAMA 2. Bağımlı Kukla Değişkenli Modeller

EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 7.1)

ÖĞRENCİ SEÇME SINAVI NA HAZIRLANAN ÖĞRENCİLERİN BAŞARILARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN BELİRLENMESİ (OLTU ANADOLU LİSESİ ÖĞRENCİLERİ İÇİN BİR UYGULAMA)

Sosyo Ekonomi. Türkiye de İhracatta Uygulanan KDV İadesinin İhracata Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz

İyi Bir Modelin Özellikleri

IIBINTERNATIONAL REFEREED ACADEMIC SOCIAL SCIENCES JOURNAL

Farklı Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = σ i2. Eşit Varyans. Hata. Zaman

TÜRKİYE DE SOFRALIK ÜZÜM ÜRETİM ve DIŞ SATIMINA YÖNELİK PROJEKSİYONLAR VE DEĞERLENDİRMELER

DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ

Panel Veri Analizi. Prof. Dr. Recep KÖKK Dr. Nevzat ŞİMŞEK

TÜRKİYE DE LOJİSTİK HİZMETLERİNİN GELİŞİMİNİN İHRACATTAKİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ

Samuelson-Balassa Hipotezi Ve Reel Döviz Kuru: Türkiye, ABD, İngiltere, Fransa Ve Almanya İçin Sınanması

NİTEL TERCİH MODELLERİ

ARIMA MODELLERİ İLE ENFLASYON TAHMİNLEMESİ: TÜRKİYE UYGULAMASI

SESSION 4C: Sağlık Ekonomisi 471

Yrd.Doç.Dr. Murat KARAHAN Gaziantep Üniversitesi İİBF İşletme Bölümü, Gaziantep/Türkiye

Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4,

7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla.

ÇOKLU REGRESYON MODELİ. Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir.

ÜLKENİN KÜRESEL EKONOMİYE AÇILMASI SÜRECİNDE DÜZENLİ DENİZ TİCARET ROTALARINA BAĞLANTILARININ ETKİSİ: TÜRK LİMANLARI STRATEJİSİ

Türkiye nin Dış Turistik Tanıtımının Turizm Talebine Etkisi: Dönemi 1 Aytuğ ARSLAN 2

Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s

UHİVE.

ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV 5 (KEY)

MENKUL KIYMET YATIRIM ORTAKLIKLARININ İMKB 100 ENDEKSİ ÜZERİNE ETKİSİ: ÇOK DEĞİŞKENLİ REGRESYON ANALİZİ

TEKNOLOJĐK ARAŞTIRMALAR

Çoklu Bağlanım Çıkarsama Sorunu

POLİTİK BÜTÇE DÖNGÜLERİ ve TÜRKİYE EKONOMİSİ ( ) Özet. Abstract

Number: 1 pp: Summer 2015

Türkiye deki Bankaların Sektörler Bazında Kullandırdıkları Krediler İle Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişki:

Türkiye de Hisse Senedi Getirileri ile Mevduat Faizlerinin Altın Fiyatlarına Etkisi

THE EFFECTIVENESS OF INTEREST RATE CORRIDOR POLICY OF THE CENTRAL BANK OF TURKISH REPUBLIC

Dr. Öğr. Üyesi Selen IŞIK MADEN Süleyman Demirel Üniversitesi, İİBF İktisat Bölümü,

Bingöl İli Bal Üretimi. Honey Productıon in Bingol. Iğdır University Journal of the Institute of Science and Technology

Sabit Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = s 2

Vadeli İşlem Sözleşmelerinde Vade Etkisi: Türkiye Örneği

T.C. GAZİOSMANPAŞA ÜNİVERSİTESİ

EKONOMETRİ. GRETL Uygulamaları. Prof. Dr. Bülent Miran

KIRGIZİSTAN DA ENFLASYON DİNAMİKLERİ,

Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( )

Çok Değişkenli Regresyon Analizi: Çıkarsama. OLS Tahmincilerinin Örnekleme Dağılımları (Sampling Distributions) Distributions)

ÜNİVERSİTE ÖĞRENCİLERİNİN CEP TELEFONU HAT TERCİH OLASILIĞININ BELİRLENMESİ: ATATÜRK ÜNİVERSİTESİ ÖRNEĞİ

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...

YILLARI ARASINDA GÜNEY CAROLINA DA OKUL İÇİ ŞİDDET İSTATİSKLERİ ANALİZİ (Bir Önceki Projeden Devam Edilecektir)

Türkİye de Yüksek ve Düşük Enflasyon

Osmanlı endüstriyel üretim yapısının ( ) emek sermaye bileşeninde incelenmesi

3. TÜRKİYE NİN SOSYO-EKONOMİK DURUMU, ANALİZİ VE GELİŞME ÖNGÖRÜLERİ

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT352 Ekonometri II, Dönem Sonu Sınavı

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini

3. BÖLÜM: EN KÜÇÜK KARELER

Transkript:

Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması Tablo da yer alan verileri kullanarak aşağıdaki ilgili soruları cevaplayınız. Yıllar Yatırım GSYH Faiz 1987 18491 747 45 1988 78 7495 54 1989 5187 8014 54 1990 8989 86445 45 1991 150156 85 48 199 58406 8511 48 199 55506 9990 48 1994 95 8798 55 1995 1885 9908 50 1996 75781 99078 50 1997 7787 10414 67 1998 101 101 67 1999 17889 9188 60 000 85789 9591 60 001 47091 88476 60 00 47489 9491 55 00 574184 98197 4 004 78781779 10804 8 005 976478 11194 006 1568681 1171 7 1987-006 yıllarına ait GSYH, Yatırım ve faiz verileri yukarıdaki tabloda yer almaktadır. Buna göre; a) Yuvalanmamış F testini yapınız. YATIRIM a a GSMH a FAIZ ) ( 1 b) Davidson- MacKinnon J sınaması ile testi yapınız. ( YATIRIM a1 afaiz & YATIRIM a1 agsmh ) 1

1987-006 yıllarına ait GSYH, YATIRIM ve FAİZ verileri kullanılarak de edilen sonuçlar şu şekildedir: Yuvalanmamış-F Testi Mod 1: YATIRIM a1 agsyh afaiz Mod : YATIRIM b1 bfaiz Mod : YATIRIM c1 cgsyh Mod doğruysa a 0, mod doğruysa a 0 dır. Katsayılar t ve F testi ile test edilecektir. Öncikle Mod 1 tahminlemiştir. Date: 0/8/1 Time: 10:8 GSYH 189.119 8.640 4.947494 0.0001 FAIZ -180. 41089.0 -.6580 0.0050 C -86045055 48969-1.78004 0.090 R-squared 0.774161 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.747591 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 1855010 Akaike info criterion 6.447 Sum squared resid 5.85E+15 Schwarz criterion 6.59669 Log likihood -61.47 Hannan-Quinn criter. 6.47649 F-statistic 9.176 Durbin-Watson stat 0.56557 Prob(F-statistic) 0.00000 Mod 1 den de edilen sonuçlara bakıldığında t testi sonuçlarına göre her iki katsayının istatistiki olarak anlamlı olduğu sonucu de edilmiştir ve Mod - tahmin edilmiştir. Date: 0/8/1 Time: 10:9 FAIZ -168769. 56698. -.8979 0.001 C 1.4E+08 89654 4.6460 0.000 R-squared 0.44898 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.41870 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 815906 Akaike info criterion 7.97 Sum squared resid 1.4E+16 Schwarz criterion 7.885 Log likihood -70.97 Hannan-Quinn criter. 7.5871 F-statistic 14.6668 Durbin-Watson stat 0.4170 Prob(F-statistic) 0.0017 Sadece t testi kullanılarak de edilen sonuçlar incendiğinde a 0 a 0 ve olduğu yani bu katsayıların sıfırdan farklı, istatistiki olarak anlamlı olduğu görünmektedir. ( p değeri 0.05 den küçük olduğu için katsayıların anlamsız olduğunu iddia eden 0 H hipotezi reddedilmiştir.)

Date: 0/8/1 Time: 10:44 GSYH 407.07 49.40 5.6068 0.0000 C -.00E+08 40618787-4.90475 0.0001 R-squared 0.65856 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.61566 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 8915 Akaike info criterion 6.8506 Sum squared resid 9.4E+15 Schwarz criterion 6.946 Log likihood -66.506 Hannan-Quinn criter. 6.84449 F-statistic 1.410 Durbin-Watson stat 0.010 Prob(F-statistic) 0.00005 Mod 1: YATIRIM a1 agsyh afaiz (Sınırlandırılmamış mod) Mod : YATIRIM c1 cgsyh (Sınırlandırılmış mod) ( t testi sonuçlarına göre hem GSYH hem de FAIZ değişkenlerine ait katsayılar anlamlı çıkmıştır. FAIZ değişkenine ait katsayı anlamsız olmamasına rağmen modde yer alıp almaması durumu F testi ile de test edilmiştir.) 1. Adım: H0 : a 0 (FAIZ değişkeni mode eklenmemidir.) H 1 : En az biri sıfırdan farklıdır. ( Değişken mode eklenmidir.). Adım: F hes ( RSM R (1 R SM SR ) / f ) / f 1 (0.774161 0.65856) /1 10.411 (1 0.774161) / 0. Adım: F1, 17, 0. 05 4. 45 olmak üzere F1, 17, 0. 05 F olduğundan yani 4.45 < 10.411 olduğundan hes H hipotezi reddedilmektedir. FAIZ değişkeni modde yer almalıdır. 0

Mod : YATIRIM b1 bfaiz Mod : YATIRIM c1 cgsyh Davidson- MacKinnon J Sınaması Mod i, mod ile karşılaştırmak istediğimizi düşünim. Öncikle Mod mod tahminlenmi ve ˆ Y ATIRIM değerleri de edilmidir. Ardından Mod e ˆ mod Y ATIRIM değerleri bağımsız değişken olarak eklenmi ve bu mod tahmin edilmidir. Mod Tahmin Sonucu: Date: 0/8/1 Time: 10:44 GSYH 407.07 49.40 5.6068 0.0000 C -.00E+08 40618787-4.90475 0.0001 R-squared 0.65856 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.61566 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 8915 Akaike info criterion 6.8506 Sum squared resid 9.4E+15 Schwarz criterion 6.946 Log likihood -66.506 Hannan-Quinn criter. 6.84449 F-statistic 1.410 Durbin-Watson stat 0.010 Prob(F-statistic) 0.00005 mod Tahminlenen bu modden de edilen ˆ Y ATIRIM değerleri de edilerek tahminlenen YATIRIM b b FAIZ b YATIRIM mod modi sonuçları: 1 Date: 0/8/1 Time: 11:1 FAIZ -180. 41089.0 -.6580 0.0050 YATIRIMTAH 0.786497 0.158969 4.947494 0.0001 C 71466595 8704.19415 0.0061 R-squared 0.774161 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.747591 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 1855010 Akaike info criterion 6.447 Sum squared resid 5.85E+15 Schwarz criterion 6.59669 Log likihood -61.47 Hannan-Quinn criter. 6.47649 F-statistic 9.176 Durbin-Watson stat 0.56557 Prob(F-statistic) 0.00000 4

YATIRIM b b FAIZ b YATIRIM mod (Kapsayıcılık İlkesi) 1 Elde edilen bu modde b katsayının anlamlılığına t testi ile bakılmalıdır. H0 : b 0 ( Mod doğrudur. Mod, mod ü kapsamaktadır.) H1: b 0 b katsayısının anlamlılığına bakıldığında 0. 05 önem düzeyinde p değeri < 0.05 olduğundan H hipotezi reddedilmektedir. 0 b 0 ve istatistiki olarak anlamlıdır. Mod, mod ü kapsamamaktadır. * **Mod ü, mod ile karşılaştırmak istediğimizi düşünim Mod : YATIRIM b1 bfaiz Mod : YATIRIM c1 cgsyh mod Öncikle Mod tahminlenmi ve ˆ Y ATIRIM değerleri de edilmedilir.ardından mod Mod e ˆ YATIRIM değerleri bağımsız değişken olarak eklenmi ve bu mod tahmin edilmidir. Mod Tahmin Sonucu: Date: 0/8/1 Time: 10:9 FAIZ -168769. 56698. -.8979 0.001 C 1.4E+08 89654 4.6460 0.000 R-squared 0.44898 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.41870 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 815906 Akaike info criterion 7.97 Sum squared resid 1.4E+16 Schwarz criterion 7.885 Log likihood -70.97 Hannan-Quinn criter. 7.5871 F-statistic 14.6668 Durbin-Watson stat 0.4170 Prob(F-statistic) 0.0017 mod Tahminlenen bu modden de edilen ˆ YATIRIM değerleri de edilerek tahminlenen YATIRIM a a GSYH a YATIRIM mod modi sonuçları: Date: 0/8/1 Time: 11:48 1 GSYH 189.119 8.640 4.947494 0.0001 YATIRIMTAH 0.610406 0.189181.6580 0.0050 C -1.68E+08 44985-4.870405 0.0001 5

R-squared 0.774161 Mean dependent var 5676 Adjusted R-squared 0.747591 S.D. dependent var 69786 S.E. of regression 1855010 Akaike info criterion 6.447 Sum squared resid 5.85E+15 Schwarz criterion 6.59669 Log likihood -61.47 Hannan-Quinn criter. 6.47649 F-statistic 9.176 Durbin-Watson stat 0.56557 Prob(F-statistic) 0.00000 YATIRIM a a GSYH a YATIRIM mod (Kapsayıcılık İlkesi) 1 Elde edilen bu modde a katsayının anlamlılığına t testi ile bakılmalıdır. H0 : a 0 ( Mod doğrudur. Mod, mod i kapsamaktadır.) H1: a 0 a katsayısının anlamlılığına bakıldığında 0. 05 önem düzeyinde p değeri < 0.05 olduğundan H0 hipotezi reddedilmektedir. a 0 ve istatistiki olarak anlamlıdır. Mod, mod i kapsamamaktadır. a =0 Hipotezi Reddedildi b =0 Hipotezi Reddedildi Hem Mod hem de Mod bibirlerini kapsamamaktadır. 6