WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 20 |

так сделано, например, в пакете EXCEL.Практический анализ показывает, что графики остатков и обычно малоотличаются по характеру поведения. Поэтому для предварительного графического анализа адекватности вполнеможно удовлетвориться значениями. К тому же, можно показать, что

( — количество объясняющихпеременных), так что если ( много меньше ), то «в среднем» значениядостаточно малы.

Графики стандартизованных(стьюдентизированных) остатков позволяют выявлять типичные отклонения от стандартныхпредположений о модели наблюдений по характеру поведения остатков. При этомимеется в виду, что, по крайней мере при большом количестве наблюдений,поведение остатков, должно имитировать поведение ошибок. Иначе говоря, поскольку мы предполагаем, чтоошибки —независимые в совокупности случайные величины, имеющие одинаковое нормальноераспределение, то ожидаем, что поведение последовательности остатковдолжно имитировать поведение последовательности независимых в совокупностислучайных величин, имеющих одинаковое нормальное распределение.Соответственно, от стандартизованных остатков можно было бы ожидать поведения,похожего на поведение последовательности независимых в совокупности случайныхвеличин, имеющих одинаковое стандартное нормальное распределение.

Строго говоря, последнее ожидание не вполневерно. Именно, хотя стандартизованные остатки и имеют распределения, близкие(хотя бы при больших ) к стандартному нормальному, они не являются взаимно независимыми случайнымивеличинами. Это можно понять хотя бы из того, что (какмы помним) при использовании оценок наименьших квадратов алгебраическая суммаостатков равна нулю, так что каждый остаток линейно выражается через остальныеостатки. Тем не менее при большом количестве наблюдений наличие такогосоотношения между остатками практически не делает картину поведениястандартизованных остатков сколь-нибудь существенно отличной от поведенияпоследовательности независимых в совокупности случайных величин, имеющиходинаковое стандартное нормальное распределение.

Наиболее часто для диагностики (проверки на наличие)типичных отклонений используют графики зависимостистандартизованных остатков (как ординат)от

оцененных значений ;

отдельных объясняющихпеременных;

номера наблюдения, если наблюденияпроизводятся в последовательные моменты времени с равнымиинтервалами.

График зависимости отпозволяет выявлять три довольно распространенных дефекта модели:

Выделяющиеся наблюдения(outliers) — наличие отдельных наблюдений, для которых либоматематическое ожидание ошибки существенно отличается от нуля либодисперсия ошибки существенно превышает величину дисперсий остальныхошибок. Подобные наблюдения могут обнаруживать себя на указанном графике какнаблюдения со «слишком большими» по абсолютной величине остатками. Такаяситуация возникает, например, при подборе прямой по третьему (из четырехрассматривавшихся выше) множеству данных:

Неоднородность дисперсий(heteroscedasticity), например, в форме той или инойфункциональной зависимости от величины. Так, если рассматриваемый графикимеет вид

то это скорее всего отражает возрастание дисперсий ошибок с ростомзначений.

Неправильная спецификация модели вотношении множества объясняющих переменных, приводящаяк нарушению соотношения, так что. Такая ситуация возникает, например, приоценивании второго множества данных из четырех рассматривавшихсявыше:

График зависимости от значений -й объясняющей переменной полезен для выявления нелинейнойзависимости от -й объясняющей переменной. Например, длявторого из четырех искусственных множеств данных имеем

График зависимости остатков от номеранаблюдения полезен в случае, когда наблюденияпроизводятся последовательно во времени (через равные интервалы времени). По такому графику можнообнаружить

Изменение дисперсии ошибок с течениемвремени

Невключение в модель переменных,зависящих от времени и существенно влияющих на объясняемуюпеременную:

Невыполнение условия независимости всовокупности случайных ошибок в форме ихавтокоррелированности.Более подробно о такой форме статистической зависимости между случайнымиошибками мы поговорим позднее, а сейчас продемонстрируем, как выглядят графикиостатков в случае положительнойавтокоррелированности (левый график) и в случаеотрицательной автокоррелированности (правый график):

В первом случае проявляется тенденция сохранения знака остатка припереходе к следующему наблюдению (за положительным остатком скорее следуеттакже положительный остаток, а за отрицательным — отрицательный). Во втором случаепроявляется тенденция смены знака остатка при переходе к следующему наблюдению (за положительнымостатком скорее следует отрицательный остаток, а за отрицательным — положительный).

Отдельную группу составляют графическиеметоды проверки предположения онормальности распределения случайныхсоставляющих.

Диаграмма «квантиль-квантиль» (Q-Q plot).Для построения этой диаграммы значения стандартизованных остатковупорядочивают в порядке возрастания; упорядоченные значения образуютряд

Если теперь для каждого нанести впрямоугольной системе координат на плоскости точку с абсциссой иординатой

( — квантиль уровня уровнястандартного нормального распределения), то полученные точек,,в случае нормальности распределенияошибок должны располагаться вдоль прямой, имеющей угловой коэффициент, близкий кединице. Подобное расположение имеют точки надиаграмме, построенной указанным способом по первому из четырех множествискусственных данных:

Замечание. Если впоследней процедуре не проводить стандартизацию остатков, а использоватьнепосредственно остатки, то полученные точки,, также будут располагаться (принормальном распределении ошибок) вдоль некоторой прямой, но уже имеющей угловойкоэффициент, не обязательно близкий кединице.

Указанное свойство диаграммы«квантиль-квантиль» основано на том, что при большихзначениях имеет место приближенноеравенство

Последнему соответствует приближенноеравенство

—соотношение, используемое для проверки нормальности ошибок в пакетеEXCEL.

Диграмма плотности (DP-plot, DPP) отличается от диаграммы«квантиль-квантиль» тем, что по оси ординат вместо значений квантилейоткладываются значения функции плотностистандартного нормального распределения. Такаядиаграмма дает возможность при достаточном количестве наблюдений не толькопроверить согласие с предположением о нормальном распределении ошибок, но ивыявить характер альтернативного распределения в случае отклоненияраспределения ошибок от нормального. В качестве примера приведем диаграммуплотности, построенную по остаткам, полученным в результате подбора моделилинейной зависимости совокупных расходов на личное потребление от совокупногорасполагаемого личного дохода (данные по США в млрд. долларов 1982 г., запериод с 1959 по 1985 г.):

На этой диаграмме обнаруживаетсяопределенная асимметрия, что представляется не вполне согласующимся спредположением о нормальности ошибок. Однако сразу делать на этом основаниивывод о нарушении такого предположения не следует. Дело в том, что принебольшом количестве наблюдений структура подобной диаграммы весьманеустойчива. Поэтому даже при заведомонормальном распределении ошибок мы редко увидим вполнесимметричную картину расположения точек на диаграмме при малом количественаблюдений.

Ядерные (kernel) оценкиплотности — еще один метод получениясуждений о форме функции плотности, позволяющий, в отличие от двух предыдущих,получать график в виде непрерывнойкривой. Существует много разных вариантов такихоценок, в детали которых мы вдаваться не будем, а отметим только, что в пакетеEVIEWS предлагается на выбор 8 вариантов, в рамках которых имеется еще ивозможность варьирования параметров. Вариант, применяемый по умолчанию, даетдля только что рассмотренных данных следующую оценку плотности распределенияошибок:

Как видим, и такой подход дает график, неочень похожий на график функции плотности стандартного нормальногораспределения, но это опять может быть вызваномалым количеством наблюдений (27).

3.2. ПРОВЕРКА АДЕКВАТНОСТИ ПОДОБРАННОЙМОДЕЛИ ИМЕЮЩИМСЯ СТАТИСТИЧЕСКИМ ДАННЫМ: ФОРМАЛЬНЫЕ СТАТИСТИЧЕСКИЕПРОЦЕДУРЫ

Помимо графических, существует довольномного процедур,предназначенных для проверки выполнения стандартных предположений о линейноймодели наблюдений, использующих статистические критерии проверкигипотез. Мы остановимся только на нескольких такихпроцедурах. В каждой изэтих процедур в качестве нулевой гипотезы берется гипотеза

~.

Однако приспособлены соответствующиекритерии для выявления специфических нарушений стандартных предположений, что делает каждый изкритериев особо чувствительным именно к тем нарушениям, на которые он«настроен».

Критерий Голдфелда-Квандта(Goldfeld-Quandt). Если графический анализ остатковуказывает на возможную неоднородность дисперсий ошибок, то

наблюдения, насколько это возможно,упорядочивают в порядкепредполагаемого возрастания дисперсий случайных ошибок;

отбрасывают центральных наблюдений(для более надежного разделения групп с малыми и большими дисперсиями случайныхошибок), так что для дальнейшего анализа остается наблюдений;

производят оценивание выбранноймодели отдельно попервым и по последним наблюдениям;

вычисляют отношение остаточных суммквадратов, полученных при подборе модели по последним (остаточная суммаквадратов ) и по первым (остаточная сумма квадратов )наблюдениям.

При принятии решения учитывают, что есливсе же, (дисперсии однородны) и выполнены остальные стандартные предположения о моделинаблюдений, включая предположение о нормальности ошибок, то тогдаотношение

имеет— распределение Фишерас

и степенями свободы.

Гипотеза

, (дисперсииоднородны)

отвергается,если вычисленное значение -отношения «слишком велико», т. е. превышает критический уровень

соответствующий выбранному уровнюзначимости.

Критерий Дарбина-Уотсона(Durbin-Watson). Этот критерий применяется, когданаблюдения производятся последовательно во времени, с равными интервалами, играфик изменения остатков во времени указывает на наличие автокоррелированности случайныхсоставляющих модели наблюдений. Предполагается, что этаавтокоррелированность определяется соотношением

где, а — независимые в совокупностислучайные величины, имеющие одинаковое нормальное распределение, причемне зависит статистически от для.

Статистика Дарбина-Уотсона определяется соотношением

где — остатки, получаемые приоценивании линейной модели наблюдений.

В качестве нулевой гипотезы здесь беретсягипотеза

соответствующая (при нашем предположении онормальности распределения случайных ошибок) независимости в совокупности случайных величин. В качестве альтернативной при анализе экономических данных чащевсего используют гипотезу

соответствующую положительной автокоррелированности случайныхвеличин (т. е. тенденции преимущественного сохранения знака случайной ошибки при переходе от -го наблюдения к-му).

Статистика принимает значения винтервале от до. Рассматриваемая как случайная величина она имеет при гипотезе (т. е. если этагипотеза верна) функциюплотности, симметричную относительно точки — середины этого интервала. Если вдействительности то тогда значения статистики тяготеют к левой границе интервала.Поэтому, в соответствии с общим подходом к построению одностороннихстатистических критериев, мы должны были бы для выбранного нами уровнязначимости найти соответствующее ему критическое значение иотвергать гипотезув пользу при выполнениинеравенства.

Однако распределение статистикиДарбина-Уотсона зависит не только от и, но также и от конкретныхзначений объясняющих переменных, что делаетнеосуществимым построение таблиц критических значений этого распределения.Дарбин и Уотсон преодолели это затруднение следующим образом. Они нашли (приразличных значениях и ) нижнюю и верхнюю границы интервала, в котором только имогут находиться критические значения статистики Дарбина-Уотсона,независимо от того, каковы конкретные значения. Иными словами,

где и независят от конкретных значений, а определяютсятолько количеством наблюдений, количеством объясняющих переменных иустановленным уровнем значимости критерия.

Гипотеза

отвергается в пользу гипотезы, если ;

не отвергается,если.

Если же

то никакого вывода относительносправедливости или несправедливости гипотезы не делается.

При соблюдении этих правил вероятность ошибочного отвержения гипотезы не превосходитзаданного уровня значимости.

Критерий Жарка-Бера(Jarque-Bera). Этот критерий используется в рядепакетов статистического анализа данных (например, в EVIEWS) для проверки гипотезы нормальности ошибок в модели наблюдений,точнее,

~

(значение не конкретизируется). Еслиэта гипотеза верна,то при большом количественаблюдений статистика

имеет распределение, близкое краспределению хи-квадрат с двумя степенями свободы, функция плотности которогоимеет вид

Здесь «sample skewness» — выборочный коэффициент асимметрии,

«sample kurtosis» — выборочный коэффициент эксцесса,

где

и — остатки, полученные приоценивании модели.

Если распределение ошибок действительно является нормальным, тозначения выборочного коэффициента асимметрии близкик нулю, а значения выборочного коэффициента эксцессаблизки к 3.

Существенное отличие выборочногокоэффициента асимметрии от нуля указывает на несимметричность (относительно нуля)графика функции плотности распределения ошибок («скошенность» распределения).Существенное отличие от 3выборочного коэффициента эксцесса указывает на не характерные для нормальногораспределения «островершинность» (при значении этого коэффициента, большем трех) или излишнюю«сглаженность» (призначении этого коэффициента, меньшем трех) графика функции плотностираспределения ошибок.

При нарушении условия нормальностираспределения ошибок значения статистики имеют тенденцию к возрастанию.Поэтому гипотеза нормальности ошибок отвергается,если значения этой статистики «слишком велики», аименно, если

где — квантиль распределения,соответствующая уровню.

Pages:     | 1 |   ...   | 13 | 14 || 16 | 17 |   ...   | 20 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.