Тест Ва́льда — статистический тест , используемый для проверки ограничений на параметры статистических моделей, оценённых на основе выборочных данных . Является одним из трёх базовых тестов проверки ограничений наряду с тестом отношения правдоподобия и тестом множителей Лагранжа . Тест является асимптотическим, то есть для достоверности выводов требуется достаточно большой объём выборки.

Сущность и процедура теста

Пусть имеется эконометрическая модель с вектором параметров ${\displaystyle b}$ . Необходимо проверить по выборочным данным гипотезу ${\displaystyle H_{0}:~g(b)=0}$ , где ${\displaystyle g}$ — совокупность (вектор) некоторых функций параметров. Идея теста заключается в том, что если нулевая гипотеза верна, то и выборочный вектор ${\displaystyle g({\hat {b}})}$ должен быть в некотором смысле близок к нулю. Предполагается, что оценки параметров хотя бы состоятельны и асимптотически нормальны (таковы, например, оценки метода максимального правдоподобия ), то есть

${\displaystyle {\sqrt {n}}({\hat {b}}-b){\xrightarrow {n\rightarrow \infty }}N(0,V)}$

Отсюда, исходя из предельных теорем имеем:

${\displaystyle {\sqrt {n}}(g({\hat {b}})-g(b)){\xrightarrow {n\rightarrow \infty }}N(0,G(b)VG(b)^{T})}$

где ${\displaystyle G(b)={\frac {\partial g(b)}{\partial b}}}$ — якобиан (матрица первых производных) вектора ${\displaystyle g(b)}$ в точке ${\displaystyle b}$ .

Тогда

${\displaystyle (g({\hat {b}})-g(b))^{T}(G(b)V_{\hat {b}}G^{T}(b))^{-1}(g({\hat {b}})-g(b)){\xrightarrow {n\rightarrow \infty }}\chi ^{2}(q)~,~~V_{\hat {b}}=V/n}$

Если выполнена нулевая гипотеза ( ${\displaystyle g(b)=0}$ ), то имеем

${\displaystyle W=g({\hat {b}})^{T}(G(b)V_{\hat {b}}G^{T}(b))^{-1}g({\hat {b}}){\xrightarrow[{H_{0}}]{n\rightarrow \infty }}\chi ^{2}(q)~,~~V_{\hat {b}}=V/n}$

Это и есть статистика Вальда . Поскольку ковариационная матрица ${\displaystyle V}$ , вообще говоря, на практике неизвестна, то вместо неё используется некоторая её оценка. Также вместо неизвестных истинных значений коэффициентов ${\displaystyle b}$ используют их оценки ${\displaystyle {\hat {b}}}$ . Следовательно на практике мы получаем приблизительное значение ${\displaystyle W}$ , поэтому тест Вальда асимптотический , то есть для правильных выводов нужна большая выборка.

Если эта статистика больше критического значения ${\displaystyle \chi _{\alpha }^{2}(q)}$ при данном уровне значимости ${\displaystyle \alpha }$ , то гипотеза об ограничениях отвергается в пользу модели без ограничений («длинная модель»). В противном случае ограничения могут иметь место, и лучше построить модель с ограничениями, называемую «короткой моделью».

Необходимо отметить, что тест Вальда чувствителен к способу формулировки нелинейных ограничений. Например, простое ограничение равенства двух коэффициентов можно сформулировать как равенство их отношения единице. Тогда результаты теста теоретически могут быть разными, несмотря на то, что гипотеза одна и та же.

Частные случаи

Если функции ${\displaystyle g}$ линейны, то есть проверяется гипотеза следующего вида ${\displaystyle H_{0}:~Ab=a}$ , где ${\displaystyle A}$ — некоторая матрица ограничений, ${\displaystyle a}$ — некоторый вектор, то матрица ${\displaystyle G(b)}$ в данном случае - это фиксированная матрица ${\displaystyle A}$ . Если речь идёт о классической линейной модели регрессии, то ковариационная матрица оценок коэффициентов равна ${\displaystyle V_{\hat {b}}=\sigma ^{2}(X^{T}X)^{-1}}$ . Поскольку дисперсия ошибок ${\displaystyle \sigma ^{2}}$ неизвестна, то используют либо её состоятельную оценку ${\displaystyle {\hat {\sigma }}^{2}=ESS/n}$ , либо несмещённую оценку ${\displaystyle s^{2}=ESS/(n-k)}$ . Следовательно, статистика Вальда тогда имеет вид:

${\displaystyle W=(A{\hat {b}}-a)^{T}(A(X^{T}X)^{-1}A^{T})^{-1}(A{\hat {b}}-a)/s^{2}}$

В частном случае, когда матрица ограничений единичная (то есть проверяются равенства коэффициентов некоторым значениям), то формула упрощается:

${\displaystyle W=({\hat {b}}-a)^{T}(X^{T}X)({\hat {b}}-a)/s^{2}}$

Если рассматривается только одно линейное ограничение ${\displaystyle c^{T}b=a}$ , то статистика Вальда будет равна

${\displaystyle W=(c^{T}b-a)^{2}/(s^{2}c^{T}(X^{T}X)^{-1}c)}$

В данном случае статистика Вальда оказывается равной квадрату ${\displaystyle t}$ -статистики.

Можно показать, что статистика Вальда для классической линейной модели выражается через суммы квадратов остатков длинной и короткой моделей следующим образом

${\displaystyle W={\frac {ESS_{S}-ESS_{L}}{ESS_{L}/n}}}$ ,

где индекс ${\displaystyle L}$ относится к длинной модели (long), а ${\displaystyle S}$ — к короткой (short). Если используется несмещённая оценка дисперсии ошибок, то в формуле вместо ${\displaystyle n}$ необходимо использовать ${\displaystyle (n-k)}$ .

В частности, для проверки значимости регрессии в целом ${\displaystyle ESS_{S}=TSS}$ , поэтому получаем следующую формулу для статистики Вальда

${\displaystyle W={\frac {TSS-ESS}{ESS/n}}=n{\frac {1-ESS/TSS}{ESS/TSS}}={\frac {nR^{2}}{1-R^{2}}}}$

где ${\displaystyle R^{2}}$ — коэффициент детерминации .

Взаимосвязь с другими тестами

Доказано, что тест Вальда (W), тест отношения правдоподобия (LR) и тест множителей Лагранжа (LM) — асимптотически эквивалентные тесты ( ${\displaystyle LM=LR=W}$ ). Тем не менее для конечных выборок значения статистик не совпадают. Для линейных ограничений доказано неравенство ${\displaystyle LM\leqslant LR\leqslant W}$ . Тем самым тест Вальда будет чаще других тестов отвергать нулевую гипотезу об ограничениях. В случае нелинейных ограничений первая часть неравенства выполняется, а вторая — вообще говоря, нет.

Вместо теста Вальда можно использовать F-тест , статистика которого рассчитывается по формуле:

${\displaystyle F={\frac {n-k}{q}}W/n}$

или ещё проще ${\displaystyle F=W/q}$ , если при расчёте статистики Вальда использовалась несмещённая оценка дисперсии. Эта статистика имеет в общем случае асимптотическое распределение Фишера ${\displaystyle F(q,n-k)}$ . В случае нормального распределения данных — то и на конечных выборках.

Литература

• Магнус Я. Р., Катышев П. К., Пересецкий А. А. Эконометрика. — М. : Дело, 2004. — 576 с.
• William H. Greene. . — New York: Pearson Education, Inc., 2003. — 1026 с.