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1、第三章 经典单方程计量经济学模型：多元线性回归模型,多元线性回归模型 多元线性回归模型的参数估计多元线性回归模型的统计检验多元线性回归模型的预测回归模型的其他形式,3.1 多元线性回归模型,一、多元线性回归模型 二、多元线性回归模型的基本假定,一、多元线性回归模型,多元线性回归模型:表现在线性回归模型中的解释变量有多个。一般表现形式：,i=1,2,n,其中:k为解释变量的数目，j称为回归参数（regression coefficient）。,也被称为总体回归函数的随机表达形式。它的非随机表达式为:,表示：各变量X值固定时Y的平均响应。,习惯上：把常数项看成为一虚变量的系数，该虚变量的样本观测值
2、始终取1。于是：模型中解释变量的数目为（k+1）,总体回归模型n个随机方程的矩阵表达式为:,其中,j也被称为偏回归系数，表示在其他解释变量保持不变的情况下，X j每变化1个单位时，Y的均值E(Y)的变化;或者说j给出了X j的单位变化对Y均值的“直接”或“净”（不含其他变量）影响。,用来估计总体回归函数的样本回归函数为：,其随机表示式:,ei称为残差或剩余项(residuals)，可看成是总体回归函数中随机扰动项i的近似替代。样本回归函数的矩阵表达:,或,其中：,二、多元线性回归模型的基本假定,假设1，解释变量是非随机的或固定的，且各X之间互不相关（无多重共线性）。假设2，随机误差项具有零均值
3、、同方差及不序列相关性。,假设3，解释变量与随机项不相关,假设4，随机项满足正态分布,上述假设的矩阵符号表示式：,假设1，n(k+1)矩阵X是非随机的，且X的秩=k+1，即X满秩。假设2，,假设4，向量 有一多维正态分布，即,同一元回归一样，多元回归还具有如下两个重要假设：假设5，样本容量趋于无穷时，各解释变量的方差趋于有界常数，即n时，,假设3，E(X)=0，即,其中：Q为一非奇异固定矩阵，矩阵x是由各解释变量的离差为元素组成的nk阶矩阵,假设6，回归模型的设定是正确的。,或,3.2 多元线性回归模型的估计,一、普通最小二乘估计*二、最大或然估计 四、参数估计量的性质 五、样本容量问题 六、
4、估计实例,说 明,估计方法：3大类方法：OLS、ML或者MM在经典模型中多应用OLS在非经典模型中多应用ML或者MM在本节中，ML与MM为选学内容,一、普通最小二乘估计,对于随机抽取的n组观测值,如果样本函数的参数估计值已经得到，则有：,i=1,2n,根据最小二乘原理，参数估计值应该是右列方程组的解,其中,于是得到关于待估参数估计值的正规方程组：,正规方程组的矩阵形式,即,由于XX满秩，故有,将上述过程用矩阵表示如下：,即求解方程组：,得到：,于是：,例3.2.1：在例2.1.1的家庭收入-消费支出例中，,可求得：,于是：,正规方程组 的另一种写法,对于正规方程组,于是,或,(*)或（*）是多
5、元线性回归模型正规方程组的另一种写法。,(*),(*),样本回归函数的离差形式,i=1,2n,其矩阵形式为：,其中：,在离差形式下，参数的最小二乘估计结果为,随机误差项的方差的无偏估计,可以证明，随机误差项的方差的无偏估计量为：,*二、最大或然估计,对于多元线性回归模型,易知,Y的随机抽取的n组样本观测值的联合概率,对数或然函数为,对对数或然函数求极大值，也就是对,求极小值。,即为变量Y的或然函数,因此，参数的最大或然估计为,结果与参数的普通最小二乘估计相同,四、参数估计量的性质,在满足基本假设的情况下，其结构参数的普通最小二乘估计、最大或然估计及矩估计仍具有：线性性、无偏性、有效性。,同时，
6、随着样本容量增加，参数估计量具有：渐近无偏性、渐近有效性、一致性。,1、线性性,其中,C=(XX)-1 X 为一仅与固定的X有关的行向量,2、无偏性,3、有效性（最小方差性）,这里利用了假设:E(X)=0,其中利用了,和,五、样本容量问题,所谓“最小样本容量”，即从最小二乘原理和最大或然原理出发，欲得到参数估计量，不管其质量如何，所要求的样本容量的下限。,最小样本容量,样本最小容量必须不少于模型中解释变量的数目（包括常数项）,即 n k+1因为，无多重共线性要求：秩(X)=k+1,2、满足基本要求的样本容量,从统计检验的角度：n30 时，Z检验才能应用；n-k8时,t分布较为稳定,一般经验认为
7、:当n30或者至少n3(k+1)时，才能说满足模型估计的基本要求。,模型的良好性质只有在大样本下才能得到理论上的证明,六、多元线性回归模型的参数估计实例,例3.2.2 在例2.5.1中，已建立了中国居民人均消费一元线性模型。这里我们再考虑建立多元线性模型。,解释变量：人均GDP：GDPP 前期消费：CONSP(-1),估计区间：19792000年,Eviews软件估计结果,3.3 多元线性回归模型的统计检验,一、拟合优度检验 二、方程的显著性检验(F检验)三、变量的显著性检验（t检验）四、参数的置信区间,一、拟合优度检验,1、可决系数与调整的可决系数,则,总离差平方和的分解,由于:,=0,所以
8、有：,注意：一个有趣的现象,可决系数,该统计量越接近于1，模型的线性拟合优度越高。,问题：在应用过程中发现，如果在模型中增加一个解释变量，R2往往增大（Why?)这就给人一个错觉：要使得模型拟合得好，只要增加解释变量即可。但是，现实情况往往是，由增加解释变量个数引起的R2的增大与拟合好坏无关，R2需调整。,调整的可决系数（adjusted coefficient of determination）,在样本容量一定的情况下，增加解释变量必定使得自由度减少，所以调整的思路是:将残差平方和与总离差平方和分别除以各自的自由度，以剔除变量个数对拟合优度的影响:,其中：n-k-1为残差平方和的自由度，n-
9、1为总体平方和的自由度。,*2、赤池信息准则和施瓦茨准则,为了比较所含解释变量个数不同的多元回归模型的拟合优度，常用的标准还有:赤池信息准则（Akaike information criterion,AIC）,施瓦茨准则（Schwarz criterion，SC）,这两准则均要求仅当所增加的解释变量能够减少AIC值或AC值时才在原模型中增加该解释变量。,Eviews的估计结果显示：中国居民消费一元例中：AIC=7.09 SC=7.19 中国居民消费二元例中：AIC=6.68 SC=6.83 从这点看，可以说前期人均居民消费CONSP(-1)应包括在模型中。,二、方程的显著性检验(F检验),方程
10、的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立作出推断。,1、方程显著性的F检验,即检验模型 Yi=0+1X1i+2X2i+kXki+i i=1,2,n中的参数j是否显著不为0。,可提出如下原假设与备择假设：,H0：0=1=2=k=0 H1：j不全为0,F检验的思想来自于总离差平方和的分解式：TSS=ESS+RSS,如果这个比值较大，则X的联合体对Y的解释程度高，可认为总体存在线性关系，反之总体上可能不存在线性关系。因此,可通过该比值的大小对总体线性关系进行推断。,根据数理统计学中的知识，在原假设H0成立的条件下，统计量,服从自由度为(k,n-k-1)的F分布
11、。,给定显著性水平，可得到临界值F(k,n-k-1)，由样本求出统计量F的数值，通过 F F(k,n-k-1)或 FF(k,n-k-1)来拒绝或接受原假设H0，以判定原方程总体上的线性关系是否显著成立。,对于中国居民人均消费支出的例子：一元模型：F=285.92 二元模型：F=2057.3,给定显著性水平=0.05，查分布表，得到临界值：一元例：F(1,21)=4.32 二元例：F(2,19)=3.52,显然有 F F(k,n-k-1)，即二个模型的线性关系在95%的水平下显著成立。,2、关于拟合优度检验与方程显著性检验关系的讨论,由,可推出：,与,或,在中国居民人均收入消费一元模型中，,在中
12、国居民人均收入消费二元模型中，,三、变量的显著性检验（t检验）,方程的总体线性关系显著每个解释变量对被解释变量的影响都是显著的。因此，必须对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被保留在模型中。这一检验是由对变量的 t 检验完成的。,1、t统计量,由于,以cii表示矩阵(XX)-1 主对角线上的第i个元素，于是参数估计量的方差为：,其中2为随机误差项的方差，在实际计算时，用它的估计量代替:,因此，可构造如下t统计量,2、t检验,设计原假设与备择假设：,H1：i0,给定显著性水平，可得到临界值t/2(n-k-1)，由样本求出统计量t的数值，通过|t|t/2(n-k-1)或|t|t/2
13、(n-k-1)来拒绝或接受原假设H0，从而判定对应的解释变量是否应包括在模型中。,H0：i=0（i=1,2k）,注意：一元线性回归中，t检验与F检验一致,一方面，t检验与F检验都是对相同的原假设H0：1=0 进行检验;另一方面，两个统计量之间有如下关系：,在中国居民人均收入-消费支出二元模型例中，由应用软件计算出参数的t值：,给定显著性水平=0.05，查得相应临界值：t0.025(19)=2.093。,可见，计算的所有t值都大于该临界值，所以拒绝原假设。即:包括常数项在内的3个解释变量都在95%的水平下显著，都通过了变量显著性检验。,四、参数的置信区间,参数的置信区间用来考察：在一次抽样中所估
14、计的参数值离参数的真实值有多“近”。在变量的显著性检验中已经知道：,容易推出：在(1-)的置信水平下i的置信区间是,其中，t/2为显著性水平为、自由度为n-k-1的临界值。,如何才能缩小置信区间？,增大样本容量n，因为在同样的样本容量下，n越大，t分布表中的临界值越小，同时，增大样本容量，还可使样本参数估计量的标准差减小；提高模型的拟合优度，因为样本参数估计量的标准差与残差平方和呈正比，模型优度越高，残差平方和应越小。提高样本观测值的分散度,一般情况下，样本观测值越分散，(XX)-1的分母的|XX|的值越大，致使区间缩小。,3.4 多元线性回归模型的预测,一、E(Y0)的置信区间 二、Y0的置
15、信区间,对于模型,给定样本以外的解释变量的观测值X0=(1,X10,X20,Xk0)，可以得到被解释变量的预测值：,它可以是总体均值E(Y0)或个值Y0的预测。但严格地说，这只是被解释变量的预测值的估计值，而不是预测值。为了进行科学预测，还需求出预测值的置信区间，包括E(Y0)和Y0的置信区间。,一、E(Y0)的置信区间,易知,容易证明,于是，得到(1-)的置信水平下E(Y0)的置信区间：,其中，t/2为(1-)的置信水平下的临界值。,二、Y0的置信区间,如果已经知道实际的预测值Y0，那么预测误差为：,容易证明,e0服从正态分布，即,构造t统计量,可得给定(1-)的置信水平下Y0的置信区间：,
16、3.5 回归模型的其他函数形式,在实际经济活动中，经济变量的关系是复杂的，直接表现为线性关系的情况并不多见。如著名的恩格尔曲线(Engle curves)表现为幂函数曲线形式、宏观经济学中的菲利普斯曲线（Pillips cuves）表现为双曲线形式等。但是，大部分非线性关系又可以通过一些简单的数学处理，使之化为数学上的线性关系，从而可以运用线性回归模型的理论方法。,模型的类型与变换,1、倒数模型、多项式模型与变量的直接置换法,例如，描述税收与税率关系的拉弗曲线：抛物线 s=a+b r+c r2 c0 s：税收；r：税率,设X1=r，X2=r2，则原方程变换为 s=a+b X1+c X2 c0,2、幂函数模型、指数函数模型与对数变换法,例如，Cobb-Dauglas生产函数：幂函数 Q=AKLQ：产出量，K：投入的资本；L：投入的劳动,方程两边取对数：ln Q=ln A+ln K+ln L,3、复杂函数模型与级数展开法,方程两边取对数后，得到：,(1+2=1),Q:产出量，K：资本投入，L：劳动投入：替代参数，1、2：分配参数,例如，常替代弹性CES生产函数,将式中ln(1K-+2L-)在=0处展开台劳级数,取关于的线性项，即得到一个线性近似式。,如取0阶、1阶、2阶项，可得:,
