Table 3Restrictions Tests on Model

Table 3
Restrictions Tests on Model 1
As shown in Table 3, the Wald test indicates that we fail to reject the null hypothesis of
different coefficients at 90% of significance. Second, we tested in Model 1 the hypothesis
that the various costs add up to prices (cost homogeneity). We also fail to reject this null
hypothesis at a 61% of significance (Table 3). As a result we imposed both restrictions in
Model 1.
In order to evaluate the models’ forecasting ability, we estimated them until 1997:4 and
generated out-of-sample inflation forecast from 1998:1 up to 2001:1 (Figure 3). Then, we
estimated them again until 1998:4 and generated out-of-sample inflation forecast from
1999:1 up to 2001:1 (Figure 3). We find that both models follow actual inflation rather
well. However, both overestimate inflation at the end of 2000. The mean absolute error of
both forecasts is found in Table 2 and Figure 3.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ตารางที่ 3การทดสอบข้อจำกัดรุ่น 1ดังแสดงในตารางที่ 3 การทดสอบวอลด์บ่งชี้ว่า เราไม่สามารถปฏิเสธสมมติฐานว่างของสัมประสิทธิ์ต่าง ๆ 90% มีความสำคัญ ที่สอง เราทดสอบในแบบ 1 สมมติฐานว่า ต้นทุนต่าง ๆ เพิ่มขึ้นกับราคา (ต้นทุน homogeneity) เราไม่ปฏิเสธ null นี้สมมติฐานที่เป็น 61% ของนัยสำคัญ (ตารางที่ 3) ดังนั้น เราสามารถกำหนดข้อจำกัดทั้งในรูปแบบที่ 1เพื่อประเมินความสามารถในการคาดการณ์ของแบบจำลอง เราประเมินได้ถึง 1997:4 และสร้าง-ของตัวอัตราเงินเฟ้อคาดการณ์จาก 1998:1 จนถึง 2001:1 (3 รูป) จากนั้น เราประมาณนั้นอีกจนกว่า 1998:4 และอัตราเงินเฟ้อ-ของตัวสร้างขึ้นจาก1999:1 จนถึง 2001:1 (3 รูป) เราพบว่า ทั้งสองรุ่นทำตามเงินเฟ้อจริงค่อนข้างดี อย่างไรก็ตาม ทั้งสองควรเลือกอัตราเงินเฟ้อที่ 2000 ข้อผิดพลาดสัมบูรณ์เฉลี่ยของคาดการณ์ทั้งที่พบในตารางที่ 2 และรูป 3

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ตารางที่ 3
การทดสอบข้อ จำกัด ในรุ่นที่ 1
ดังแสดงในตารางที่ 3 การทดสอบ Wald แสดงให้เห็นว่าเราไม่ปฏิเสธสมมติฐานของ
ค่าสัมประสิทธิ์ที่แตกต่างกันที่ 90% อย่างมีนัยสำคัญ ประการที่สองเราทดสอบในรุ่น 1 สมมติฐานที่
ว่าค่าใช้จ่ายต่างๆเพิ่มขึ้นถึงราคา (ค่าใช้จ่ายเป็นเนื้อเดียวกัน) นอกจากนี้เรายังไม่สามารถที่จะปฏิเสธนี้ null
สมมติฐานที่ 61% อย่างมีนัยสำคัญ (ตารางที่ 3) เป็นผลให้เรากำหนดข้อ จำกัด ทั้งใน
รุ่นที่ 1
เพื่อประเมินความสามารถในการคาดการณ์รุ่น 'เราประมาณพวกเขาจนกว่า 1997: 4 และ
สร้างออกจากตัวอย่างการคาดการณ์อัตราเงินเฟ้อจาก 1998: 1 ถึง 2001: 1 (รูปที่ 3) . จากนั้นเราจะ
ประมาณพวกเขาอีกครั้งจนกระทั่ง 1998: 4 และสร้างออกจากตัวอย่างการคาดการณ์อัตราเงินเฟ้อจาก
1999: 1 ถึง 2001: 1 (รูปที่ 3) เราจะพบว่าทั้งสองรุ่นเป็นไปตามอัตราเงินเฟ้อที่เกิดขึ้นจริงค่อนข้าง
ดี อย่างไรก็ตามทั้งอัตราเงินเฟ้อประเมินค่าสูงในตอนท้ายของปี 2000 หมายถึงข้อผิดพลาดที่แน่นอนของ
การคาดการณ์ทั้งสองถูกพบในตารางที่ 2 และรูปที่ 3

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ตารางที่ 3แบบทดสอบข้อ จำกัด ในรูปแบบ 1ดังแสดงในตารางที่ 3 , Wald การทดสอบแสดงให้เห็นว่า เราไม่สามารถที่จะปฏิเสธสมมติฐานว่างของแตกต่างกันที่ 90% ของค่านัยสำคัญ ประการที่สอง เราทดสอบในแบบจำลองที่ 1 สมมติฐานว่าค่าใช้จ่ายต่างๆ เพิ่มราคา ( ค่าต้นทุน ) เรายังล้มเหลวในการปฏิเสธนี้เป็นโมฆะสมมติฐานที่ 61% 0.01 ( ตารางที่ 3 ) เป็นผลให้เราเก็บทั้งข้อ จำกัด ในแบบที่ 1เพื่อประเมินโมเดลการพยากรณ์ความสามารถเราคาดว่าพวกเขาจนกว่า 1997:4 และที่สร้างขึ้นจากการคาดการณ์อัตราเงินเฟ้อจากตัวอย่าง 1998:1 ถึง 2001:1 ( รูปที่ 3 ) แล้ว เราประมาณอีกจนกว่า 1998:4 ที่เกิดจากการคาดการณ์อัตราเงินเฟ้อและตัวอย่างจาก1999:1 ถึง 2001:1 ( รูปที่ 3 ) เราพบว่า 2 รุ่น ตามอัตราเงินเฟ้อที่แท้จริงมากกว่าดี อย่างไรก็ตาม ทั้งอัตราเงินเฟ้อทั่วไปในตอนท้ายของ 2000 ค่าเฉลี่ยความคลาดเคลื่อนสัมบูรณ์ทั้งยังพบใน ตารางที่ 2 และรูปที่ 3