经典线性回归模型

（6）各解释变量之间不存在严格的线性关系。
上述假设条件可用矩阵表示为以下四个条件：
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A1. E(u)=0 A2. E (uu) 2 I n
由于
u1 u2 uu u1 u2 ... u n
2
u12 u1u2 ...... u1un 2 u2u1 u2 ...... u2un ... un ................................. 2 unu1 unu2 ...... un
第二章 经典线性 回归模型
（Classical Linear Regression Model）
第一节 线性回归模型的概念
第二节 线性回归模型的估计
第三节
拟合优度
第四节 非线性关系的处理 第五节 假设检验
第六节 预测
第七节 虚拟变量
第一节 线性回归模型的概念
一、 双变量线性回归模型 我们在上一章给出的需求函数的例子 Q =α+βP + u （2.1） 是一个双变量线性回归模型，模型中只有两个变量， 一个因变量，一个解释变量，由解释变量的变动来解 释因变量的变动，或者说用因变量对解释变量进行线 性回归，因而称为双变量线性回归模型，亦称简单线 性回归模型。
收入不变的情况下，价格指数每上升一个点， 食品消费支出减少7.39亿元（0.739个billion）
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回到一般模型
Yt β 0 β 1 X 1t β 2 X 2t ... β k X kt u t
t=1,2,… ，n 即对于n组观测值，有
Y1 β 0 β 1 X 11 β 2 X 21 β 3 X 31 ... β K X K 1 u1 Y2 β 0 β 1 X 12 β 2 X 22 β 3 X 32 ... β K X K 2 u2 ...... Yn β 0 β 1 X 1n β 2 X 2 n β 3 X 3n ... β K X Kn un
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最小二乘法就是选择一条直线，使其残差平方和 ˆ 达到最小值的方法。即选择 α和 ，使得
ˆ S et (Yt Yt ) 2
2
ˆ ˆ (Yt X t ) 2
达到最小值。
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运用微积分知识，使上式达到最小值的必要条件为：
S S 0 ˆ ˆ
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（3）E(ut2)=σ2, t=1,2,…,n 即各期扰动项的方差是一常数，也就是假定各 扰动项具有同方差性。 这是因为： Var(ut)=E{[ut-E(ut)]2}= E(ut2) ——根据假设（1）
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（4）Xjt是非随机量， j=1,2, … k
t=1,2, … n
（5）（K+1）< n; 即观测值的数目要大于待估计的参数的个数 （要有足够数量的数据来拟合回归线）。
t=1,2,…,n 在这个模型中，Y由X1、X2、X3、… XK所解释， 有K+1个未知参数β 0、β 1、β 2、…β K 。
这里，“斜率”β j 的含义是 其它变量不变的情况 下，Xj改变一个单位对因变量所产生的影响，也称为 偏回归系数。 8
Yt β 0 β 1 X 1t β 2 X 2t ... β k X k身高与子辈身高之间关系的研 究 1889年F.Gallton和他的学生、现代统计学的奠基者 之一K.Pearson（1856－1911）收集了1078个家庭的身
高、臂长和腿长的记录。企图寻找出儿子身高与父亲身高 之间关系的具体表现形式。在观看散点图时，发现近乎于 一条直线。计算出的回归直线方程为：
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（二）最小二乘原理 1. 一元线性回归模型的最小二乘估计 我们的任务是， 在给定X和Y的一组观测值 (X1, Y1), (X2, Y2) , ..., (Xn, Yn) 的情况下, 如何 求出
Yt = + Xt + ut 中 和 的估计值,使得拟 合的直线为最佳。 直观上看，也就是要求在X和Y的散点图上穿过 各观测点画出一条“最佳”直线，如下图所示。
即
S ˆ ˆ 2(1)(Yt X t ) 0 ˆ S ˆ ˆ 2( X t )(Yt X t ) 0 ˆ
模型的良好性质只有在大样本下才能 得到理论上的证明
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二、最小二乘估计
（一）关于最小二乘法的历史回顾 最小二乘法最早称为回归分析法。由著名的英国 生物学家、统计学家道尔顿（F.Gallton,1822－1911） 。早年，道尔顿致力于化学和遗传学领域的研究。道 尔顿研究英国男子中父亲们的身高与儿子们的身高之 间的关系时，创立了回归分析法。
(6) 两 条
满足条件（A1）—（A4）的线性回归模型称为经 典线性回归模型或古典线性回归模型（CLR模型）。 当然，为了后面区间估计和假设检验的需要，还 要加上一条：
A5.各期扰动项服从正态分布。
u t ～ N (0, 2 )
，t=1,2,…n
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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: 当n30或者至少n3(k+1)时，才能说满足 模型估计的基本要求。
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其矩阵形式为： Y X u
其中
Y1 Y2 Y ... Y n
1 X 11 1 X 12 X ... ... 1 X 1n
... X K 1 ... X K 2 ... ... ... X Kn
显然， E (uu) I n 仅当 E(ui uj)=0 , i≠j E(ut2) = σ2, t=1,2,…,n 这两个条件成立时才成立，因此， 此条件相当前面条件 (2), (3)两条，即各期扰动项互不相关，并具有常数方差。 17
A3. X 是一个非随机元素矩阵。
A4. Rank(X) = (K+1) < n. ------相当于前面 (5) 即矩阵X的秩 =（K+1)< n
0 u1 1 , u u2 2 ... ... u n K
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第二节 线性回归模型的估计
一、经典线性回归模型的统计假设
（1）E(ut)=0,
t=1,2,…,n 即各期扰动项的均值（期望值）均为0。均值为 0的假设反映了这样一个事实：扰动项被假定为对 因变量的那些不能列为模型主要部分的微小影响。 没有理由相信这样一些影响会以一种系统的方式使 因变量增加或减小。因此扰动项均值为0的假设是 合理的。
让我们再看一个例子。 C =α+βD + u (2.2) 这是凯恩斯消费函数，其中C为消费支出，D为 个人可支配收入，u为扰动项（或误差项）。 此模型中，方程左端的消费支出（C）为因变 量（或被解释变量），方程右端的个人可支配收入 （D）为解释变量（或自变量）。α和β是未知参数， 由于双变量线性回归模型的图形是一条直线，因而 α和β习惯上又分别称为截距和斜率。
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这里斜率β的含义是解释变量增加一个单位所引起 的因变量的变动。例如在(2.2)式中，β的含义是个人可 支配收入增加一个单位所引起的消费的增加量，经济 学中称之为边际消费倾向（MPC）。截距α的含义是 解释变量为0时α的值。截距α有时有经济含义，但大 多数情况下没有，因此，在计量经济分析中，通常不 大关注α的取值如何。
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（2）E(ui uj)=0, i≠j 即各期扰动项互不相关。也就是假定它们之间无 自相关或无序列相关。 实际上该假设等同于： cov( ui, uj) = 0, i≠j 这是因为： cov(ui, uj) = E{[ui - E(ui)][uj - E(uj)]} = E(uiuj) ——根据假设（1）
例2.2
食品需求方程
Y β 0 β 1 X β 2 P u
其中，Y=在食品上的总支出 X=个人可支配收入 P=食品价格指数 用美国1959-1983年的数据，得到如下回归结果（括号中数 字为标准误差）：
ˆ Y 116.7 0.112 X 0.739 P (9.6) (0.003) (0.114)
它表明，对于n个时期t =1,2,…,n，该模型成立。
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更一般的形式为：
Yi xi ui
i 1,2,...,n
(2.4)
即模型对X和Y的n对观测值（i=1,2,…,n）成立。 (2.3)式一般用于观测值为时间序列的情形，在横 截面数据的情形，通常采用(2.4) 式。
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二、 多元线性回归模型 在许多实际问题中，我们所研究的因变量的变动 可能不仅与一个解释变量有关。因此，有必要考虑 线性模型的更一般形式，即多元线性回归模型：
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在教学中，我们习惯上采用Y表示因变量，X表示 解释变量，双变量线性回归模型的一般形式为： Y =α+βX + u 在实践中，此模型被应用于因变量和解释变量的一组 具体观测值 Yt 和 x t（t=1,2,…,n），因而模型表示为 ：
Yt xt ut
t 1,2,...,n
(2.3)
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这个例子生动地说明了生物学中“种”的概念 的稳定性。正是为了描述这种有趣的现象， Galton引进了“回归”这个名词来描述父辈身高x 与子代身高y的关系。 尽管“回归”这个名称的由来具有特定的含义 ，人们在研究大量的问题中变量x与y之间的关系 并不具有这种“回归”的含义，但借用这个名词 把研究变量x与y之间统计关系的数学方法称为“ 回归”分析。
第二部分，et 代表观测点对于回归线的误差，称 为拟合或预测的残差 （residuals）：
ˆ et Yt Yt
即
t=1,2,……,n t=1,2,……,n