Azərbaycan respublikasi təHSİl naziRLİYİ qafqaz universiteti İQTİsadiyyat və İdarəetmə faküLTƏSİ beynəlxalq iQTİsadi MÜnasiBƏTLƏR İXTİsasi magistr dissertasiyasi

Ekonometrik modelin qiymətləndirilməsi və alınan nəticələrin interpretasiyası

Reqressiya modelimiz ƏKKÜ ilə qiymətləndirilmişdir. Lakin bu hesablamaların aparılması xeyli vaxt tələb etdiyindən, parametrlər “Eviews 9” proqram paketi vasitəsi ilə qiymətləndirilmişdir. Cədvəl 2.9-da modelin parametrləri, etibarlılıq testləri, modelin təhlilinə dair vacib olan digər meyarlar göstərilmişdir.

Cədvəl 2.10 Reqressiya təhlilinin nəticələri

Dependent Variable: D(LOGGRNOEXP)
Method: Least Squares
Date: 04/07/16 Time: 13:58
Sample (adjusted): 1996 2015
Included observations: 20 after adjustments
Variable	Coefficient	Std. Error		t-Statistic		Prob.
C	0.013962	0.023572		0.592307		0.5614
D(LOGGRNTC)	0.649333	0.072511		8.954996		0.0000
D(LOGGRTC)	0.389156	0.088808		4.381988		0.0004
R-squared	0.894800	Mean dependent var				0.088015
Adjusted R-squared	0.882424	S.D. dependent var				0.264855
S.E. of regression	0.090817	Akaike info criterion				-1.822458
Sum squared resid	0.140212	Schwarz criterion				-1.673098
Log likelihood	21.22458	Hannan-Quinn criter.				-1.793302
F-statistic	72.29861	Durbin-Watson stat				2.377579
Prob(F-statistic)	0.000000

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

İlkin təhlilin nəticələrinə əsasən əsas dəyişənlər olan qeyri-ənənəvi (GRNTC) və ənənəvi ixracın (GRTC) T-statistik qiymətləri müvafiq olaraq (8.954996) və (4.381988) hər ikisinin T_kritik qiymətindən böyük olması və müvafiq olaraq P qiymətlərinin (0.0000) və (0.0004) sıfırdan kiçik olması bizim modeli qəbuledilən edir. Həmçinin dəqiqləşdirilmiş əmsalının (0.894800) kifayət qədər 1-ə yaxın olması və Durbin-Watson əmsalının (2.377579) olması aldığımız proqnoz rəqəmlərinin reallığı kifayət qədər əks etdirəcəyini göstərir. Onu da qeyd edək ki, R-suqared əmsalının bəzi çatışmazlığı vardır. Belə ki, müşahidələrin sayının az olması ilə bu ımsal böyük alına bilər. Lakin Adjusted R-suqared vasitəsi ilə bu çatışmazlıq aradan qaldırılır. Göründüyü kimi bizdə bu iki əmsal bir birinə çox yaxındır, bu isə onu göstərir ki, determinasiya əmsalında hər hansı çatışmazlıq yoxdur.

Əsas və asılı dəyişənlərin hər biri zaman sıraları olduğu üçün onların stasionarlığını test etmək mühüm əhəmiyyətə malikdir. Modelə daxil edilmiş dəyişənlərin cari dövrdəki göstəriciləri əvvəlki dövrdə olan göstəricilərdən asıllığı olarsa bu, onların stasionarlığının pozulması anlamını verir. [24] İki asılı dəyişən və bir sərbəst dəyişəni 1-ci fərqdən unit root etdikdə hər üç dəyişən i(1) olacaqdır. Bu isə ekonometrik təhlil üçün seçilən OLS modelinin tətbiqinin mümkünlüyünü təstiq edir. Cədvəl 2.11, 2.12 və 2.13-ə diqqət yetirsək aydın olur ki, hər üç parametrdə 5%-lik əhəmiyyətlilik dərəcəsində p qiyməti 5%-dən kiçikdir və t tstatistik qiyməti modulca 1-ci fərqdən hər üç parametrdə böyükdür. Bu isə 5%-lik əhəmiyyətlilik dərəcəsində dəyişənlərdə vahid kök probleminin olmadığını göstərir.

Cədvəl 2.11 logGRNOEXP parametrinin stastionarlığının yoxlanılması

Null Hypothesis: D(LOGGRNOEXP) has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)
				t-Statistic		Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic			-4.189483		0.0192
Test critical values:	1% level			-4.532598
	5% level			-3.673616
	10% level			-3.277364
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 19

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Cədvəl 2.12 logGRNTC parametrinin stastionarlığının yoxlanılması

Null Hypothesis: D(LOGGRNTC) has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)
				t-Statistic		Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic			-4.144643		0.0209
Test critical values:	1% level			-4.532598
	5% level			-3.673616
	10% level			-3.277364
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 19

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Cədvəl 2.13 logGRTC parametrinin stastionarlığının yoxlanılması

Null Hypothesis: D(LOGGRTC) has a unit root
Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)
				t-Statistic		Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic			-6.450872		0.0003
Test critical values:	1% level			-4.532598
	5% level			-3.673616
	10% level			-3.277364
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 19

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Ekonometrik təhlildə vacib şərtlərdən biri də qalıqların normal paylanmasının ödənməsi şərtidir. Bura qalıqların paylanmasının normallıq testi, Jarque-Bera testi, qalıqların histogramını aid etmək olar. [19, s.163-172]

Qrafik 2.8 Qalıqların normallıq testlərinin nəticələri

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Qrafik 2.8-ə diqqət yetirsək görərik ki, qalıqların paylanması müəyyən mənada normal paylanmaya yaxındır. P qiymətinin 5%-dən böyük olması (0.210819), həmçinin Jarque-Bera əmsalının yaxşı olması qalıqların paylanmasını normallıq şərtinin pozulmadığı anlamını verir.

Daha sonra ekonometrik təhlilin aparılmasında vacib şərt olan heteroskidastikliyin yoxlanılması testini həyata keçirək. Burada əsas ARCH testinin nəticələrinə diqqət yetirək. [12, s.488]

Cədvəl 2.14 Heteroskidastiklik testi -ARCH

Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic	0.069349	Prob. F(1,17)				0.7955
Obs*R-squared	0.077193	Prob. Chi-Square(1)				0.7811

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Burada Xi kvadratı əmsalının 5%-dən böyük olması heteroskitastiklik testinin nəticəsinin qəbuledilən olduğunu, yəni qalıqların bir düz xətt ətrafında səpələnmiş olmasını təstiqləmiş olur.

Digər mühüm ekonometrik testlərdən biri də model qəlibinin düzgün seçilməsinin tədqiq edilməsi testidir. Burada əsas Ramsey-Reset testinə nəzər yetirmək lazımdır. [26, s.350-371]

Cədvəl 2.15 Tənlik üçün Ramsey-Reset testinin nəticələri

Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: D(LOGGRNOEXP ) C D(LOGGRNTC ) D(LOGGRTC )
Omitted Variables: Squares of fitted values
	Value	Df	Probability
t-statistic	0.673769	16	0.5101
F-statistic	0.453964	(1, 16)	0.5101
Likelihood ratio	0.559554	1	0.4544

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri
Cədvəl 2.15-dən məlum olur ki, Ramesy –Reset testinin nəticələri 5%-dən böyükdür. Bu isə nəticəni qəbuledilən olmasını təstiq edir və model qəlibinin düzgün seçilməsi anlamını verir.

Modelin stabilliyini yoxlamaq üçün isə recursive residiuals, CUSUM, CUSUM of squares testindən istifadə edilir.

Qrafik 2.9 Model üçün stabillik testinin nəticələri

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Dəyişənlər arasında uzunmüddətli dövr əlaqəsinin mövcudluğunun təhlil etmək əhəmiyyətlidir. Bu səbəbdən Johansen kointeqrasiya əlaqəsinin mövcudluğu test edilmiş (Trace) və cədvəl 2.16-da göstərilmişdir. [7, s.251-276]

Cədvəl 2.16 Trace kointeqrasiya testinin nəticələri

Date: 04/07/16 Time: 15:56
Sample (adjusted): 1997 2015
Included observations: 19 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: LOGGRTC LOGGRNOEXP LOGGRNTC
Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized		Trace	0.05
No. of CE(s)	Eigenvalue	Statistic	Critical Value	Prob.**
None *	0.645590	31.07781	29.79707	0.0354
At most 1	0.395013	11.36907	15.49471	0.1898
At most 2	0.091376	1.820658	3.841466	0.1772
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Burada T statistik qiymətinin modulca böyük olması və p qiymətinin 5%-dən kiçik olması H₀ hipotezinin qəbuledilən olduğunu müəyyən edir.

Modeldən alınan qalıqları Qaus-Markov şərtlərini ödəməsi üçün test etmişik. Aşığıdakı cədvəldə isə tənliklərin qalıqlarının avtokorelyasiyaya malik olub-olmadığını Breusch-Godfreyin LM testi vasitəsilə test etmişik. [6, s.159-171]

Cədvəl 2.17 Tənliyin qalıqlarının avtokorelyasiya testinin nəticələri

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic	0.497498	Prob. F(2,15)			0.6177
Obs*R-squared	1.244134	Prob. Chi-Square(2)			0.5368

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

LM testinə əsasən H₀ hipotezi tənliyin qalıqları arasında avtokorelyasiya əlaqəsinin olmamasını H₁ hipotezi isə qalıqlar arasında avtokorelyasiya əlaqəsinin olmasını ifadə edir. Cədvəldən göründüyü kimi p qiymətinin 5%-dən böyük olması H₀ hipotezinin qəbul edilməsi anlamına gəlir.

İndi isə GRNOEXP = α + β * GRNTC + γ * GRTC tənliyimizdən alınan nəticələri analiz edək.

Cədvəl 2.18 Xətti tənlikdən alınan nəticələr

Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	0.013962	0.023572	0.592307	0.5614
D(LOGGRNTC)	0.649333	0.072511	8.954996	0.0000
D(LOGGRTC)	0.389156	0.088808	4.381988	0.0004

Mənbə: “Eviews 9” proqram paketi vasitəsilə aparılmış hesablamaların nəticələri

Modelimizdən alınan nəticəyə görə qeyri-neft sektorunda qeyri-ənənəvi mal qruplarının ixracının artım tempində olan 1% lik artım, ümumi qeyri-neft ixracının artım tempini 0.649%, qeyri-neft sektorunda ənənəvi mal qruplarının ixracının artım tempində olan 1% lik artım, ümumi qeyri-neft ixracınının artım tempini 0.3891% artırır. Ümumi tənlik aşağıdadkı kimidir:

d(logGRNOEXP) = 0.0139620386683 + 0.649332809229*d(logGRNTC) + 0.389155935724*d(logGRTC) (2.7)

Qeyri-neft ixracında seçdiyimiz 16 mal qrupunu ənənəvi və qeyri-ənənəvi olaraq iki hissəyə bölüb, həmçinin bu bölgüyə məxsus mal qruplarının toplam qeyri neft ixracına təsirini araşdırdıq. Növbəti quracağımız model də bu baxımdan ilk modelimizlə sıx bağlılıq təşkil edir.