计量经济学3.1 矩阵基础及多元线性回归模型
多元线性回归模型

本节重点内容
1.多元线性回归模型一般形式 2.偏回归系数的含义 3.多元线性回归模型的基本假设(与一元
相比,多元的基本假设的不同点)
多元线性回归模型的一般形式
• P72例3.2.2:考虑2006年中国内地城镇居民家 庭全年人均消费支出与人均可支配收入及其上 一年人均消费支出的关系
总体回归模型——一般采用的形式
• 总体回归模型:总体回归函数的随机表达形式
Y 0 1X1 2 X2 k X k
该模型表示Y可表现为对总体均值的波动。源自样本回归函数与样本回归模型
• 从一次抽样中获得的总体回归函数的近似,称为样 本回归函数(sample regression function)。
3. 理解以一元为基础,注意多元中出现的新概 念及其与一元的不同点。
本章内容
• 多元线性回归模型概述 • 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 • 可化为线性的非线性模型 • 受约束回归 • 注:本章矩阵表述部分不涉及
§3.1 多元线性回归模型概述 (Regression Analysis)
• 样本回归函数:
Yˆ ˆ0 ˆ1X1 ˆ2 X2
• 样本回归模型: Y ˆ0 ˆ1X1 ˆ2X2 e
总体回归函数
• 总体回归函数:描述在给定解释变量X条件下 被解释变量Y的条件均值。
E(Y | X1, X 2, X k ) 0 1X1 2 X 2 k X k
k为解释变量的数目(采用此说法)。 习惯上,把常数项看成为虚变量的系数,该虚 变量的样本观测值始终取1。 于是,模型中解释变量的数目为(k+1)。
• 多元模型(二元) • PRF-某类家庭人均消费支出与两个相关因素之
第三章多元线性回归模型(计量经济学,南京审计学院)

Yˆ 116.7 0.112X 0.739P
R2 0.99
(9.6) (0.003) (0.114)
Y和X的计量单位为10亿美元 (按1972不变价格计算).
P
食品价格平减指数 总消费支出价格平减指数
100,(1972
100)
3
多元线性回归模型中斜率系数的含义
上例中斜率系数的含义说明如下: 价格不变的情况下,个人可支配收入每上升10
c (X X )1 X D
从而将 的任意线性无偏估计量 * 与OLS估计量 ˆ 联系
起来。
28
cX I
由
可推出:
(X X )1 X X DX I
即 I DX I
因而有 D X 0
cc (X X )1 X D (X X )1 X D ( X X )1 X D X ( X X )1 D
第三章 多元线性回归模型
简单线性回归模型的推广
1
第一节 多元线性回归模型的概念
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:
Yt β0 β1X1t β2 X 2t ... βk X kt ut t=1,2,…,n
Yt
ˆ0
βˆ 1
X
1t
... βˆ K X Kt
2
为最小,则应有:
S
S
S
ˆ0 0, ˆ1 0, ..., ˆ K 0
我们得到如下K+1个方程(即正规方程):
13
β0 n
β1 X1t ...... β K X Kt Yt
β 0 X 1t β1 X 1t 2 ...... β K X 1t X Kt X 1tYt
《计量经济学》第3章数据

《计量经济学》各章数据第3章 多元线性回归模型例3.1.1 经过研究,发现家庭书刊消费水平受家庭收入及户主受教育年数的影响。
现对某地区的家庭进行抽样调查,得到样本数据如表3.1.1所示,其中y 表示家庭书刊消费水平(元/年),x 表示家庭收入(元/月),T 表示户主受教育年数。
下面我们估计家庭书刊消费水平同家庭收入、户主受教育年数之间的线性关系。
回归模型设定如下: t t t t u T b x b b y +++=210(t =1,2, …)表3.1.1 某地区家庭书刊消费水平及影响因素的调查数据表例3.4.1根据表3.4.1给出的中国1980-2003年间总产出(用国内生产总值GDP度量,单位:亿元),劳动投入L(用从业人员度量,单位为万人),以及资本投入K(用全社会固定投资度量,单位:亿元),试建立我国的柯布——道格拉斯生产函数。
表3.4.1 1980-2003年中国GDP、劳动投入与资本投入数据例3.4.2 某硫酸厂生产的硫酸透明度一直达不到优质要求,经分析透明度低与硫酸中金属杂质的含量太高有关。
影响透明度的主要金属杂质是铁、钙、铅、镁等。
通过正交试验的方法发现铁是影响硫酸透明度的最主要原因。
测量了47组样本值,数据见表3.4.3。
试建立硫酸透明度(y)与铁杂质含量(x)的回归模型。
表3.4.3 硫酸透明度(y)与铁杂质含量(x)数据例3.4.3假设某企业在15年中每年的产量Y(件)和总成本X(元)的统计资料表3.4.7所示,试估计该企业的总成本函数模型。
表3.4.7 某企业15年中每年总产量与总成本统计资料3.6.1 案例1——中国经济增长影响因素分析根据表3.6.1给出的1980-2003年间总产出(用国内生产总值GDP度量,单位:亿元),最终消费CS(单位:亿元),投资总额I(用固定资产投资总额度量,单位:亿元),出口总额(单位:亿元)统计数据,试对中国经济增长影响因素进行回归分析。
第3章 多元线性回归模型 《计量经济学》PPT课件

于是:
βˆ
ˆ1 ˆ 2
0.7226 0.0003
0.0003 1.35E 07
15674 39648400
01.0737.71072
⃟ 正规方程组 的另一种写法
对于正规方程组 XY XXβˆ
XXβˆ Xe XXβˆ
于是 Xe 0 (*)
或
ei 0
(**)
X jiei 0
i
(*) 或( ** )是多元线性回归模型正规方程 组的另一种写法。
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。
的秩 =k+1 ,即 X 满秩。
假设 2. 随机误差项零均值,同方差。
0
0
0
E
(μ
μ
)
E
1
n
1
n
E
12
n 1
1 n
2 n
var(1 ) cov(1, n ) 2 0
2I
cov(
n
,
1
)
var(n )
0
2
i E(i )
βˆ (xx)1 xY
ˆ0 Y ˆ1 X 1 ˆk X k
⃟ 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:
ˆ 2
ei2 n k 1
ee n k 1
计量经济学(庞浩)第三章-多元线性回归模型(1)

矩阵X的秩为K(注意X为n行K列)。
Ran(X)= k
Rak(X'X)=k
即 (X'X) 可逆 假定6:正态性假定
ui ~ N (0, 2 )
u ~ N (0, 2I)
12
第二节 多元线性回归模型的估计
一、普通最小二乘法(OLS)
原则:寻求剩余平方和最小的参数估计式 min : ei2 (Yi Yˆi )2
1
X 22
Xk
2
2
u2
Yn
1 X 2n
X
kn
k
un
Y
X
βu
n 1
nk
k 1 n1
9
9
矩阵表示方式
总体回归函数 E(Y) = Xβ 或 Y = Xβ + u
样本回归函数 Yˆ = Xβˆ 或 Y = Xβˆ + e
其中: Y,Yˆ,u,e 都是有n个元素的列向量
β, βˆ 是有k 个 元素的列向量
多重可决系数:在多元回归模型中,由各个解释
变量联合起来解释了的Y的变差,在Y的总变差中占
的比重,用 R2表示 与简单线性回归中可决系数 r的2 区别只是 不Yˆi 同
多元回归中
Yˆi ˆ1 ˆ2 X2i ˆ3 X3i ˆk Xki
多重可决系数可表示为
R2 ESS TSS
(Yˆi Y )2 (Yi Y )2
0
2
X 2i
Yi
(ˆ1
ˆ2
X 2i
ˆ3
X 3i
ˆki
X ki )
0
(i 1, 2, n)
( j 1, 2, n)
ei 0
X2iei 0
2
计量经济学:一元线性回归模型和多元线性回顾模型习题以及解析

第二章经典单方程计量经济学模型:一元线性回归模型一、内容提要本章介绍了回归分析的基本思想与基本方法。
首先,本章从总体回归模型与总体回归函数、样本回归模型与样本回归函数这两组概念开始,建立了回归分析的基本思想。
总体回归函数是对总体变量间关系的定量表述,由总体回归模型在若干基本假设下得到,但它只是建立在理论之上,在现实中只能先从总体中抽取一个样本,获得样本回归函数,并用它对总体回归函数做出统计推断。
本章的一个重点是如何获取线性的样本回归函数,主要涉及到普通最小二乘法(OLS)的学习与掌握。
同时,也介绍了极大似然估计法(ML)以及矩估计法(MM)。
本章的另一个重点是对样本回归函数能否代表总体回归函数进行统计推断,即进行所谓的统计检验。
统计检验包括两个方面,一是先检验样本回归函数与样本点的“拟合优度”,第二是检验样本回归函数与总体回归函数的“接近”程度。
后者又包括两个层次:第一,检验解释变量对被解释变量是否存在着显著的线性影响关系,通过变量的t检验完成;第二,检验回归函数与总体回归函数的“接近”程度,通过参数估计值的“区间检验”完成。
本章还有三方面的内容不容忽视。
其一,若干基本假设。
样本回归函数参数的估计以及对参数估计量的统计性质的分析以及所进行的统计推断都是建立在这些基本假设之上的。
其二,参数估计量统计性质的分析,包括小样本性质与大样本性质,尤其是无偏性、有效性与一致性构成了对样本估计量优劣的最主要的衡量准则。
Goss-markov定理表明OLS估计量是最佳线性无偏估计量。
其三,运用样本回归函数进行预测,包括被解释变量条件均值与个值的预测,以及预测置信区间的计算及其变化特征。
二、典型例题分析例1、令kids表示一名妇女生育孩子的数目,educ表示该妇女接受过教育的年数。
生育率对教育年数的简单回归模型为β+μβkids=educ+1(1)随机扰动项μ包含什么样的因素?它们可能与教育水平相关吗?(2)上述简单回归分析能够揭示教育对生育率在其他条件不变下的影响吗?请解释。
3.1 多元线性回归模型及古典假定

第一节 多元线性回归模型及古典假设
一、多元线性回归模型及其矩阵表示 二、多元线性回归模型的古典假设
一、多元线性回归模型及其矩阵表示
1、在计量经济学中,将含有两个以上解释变量的回归模 型称为多元回归模型。相应地,在此基础上进行的回归分析 就叫多元回归分析。如果总体回归函数描述了一个应变量与 多个解释变量之间的线性关系,由此而设定的回归模型就称 为多元线性回归模型。例如:在生产理论中,C—D生产函 数描述了产量与投入要素之间的关系,其形式为: Y=AKαLβ (Y为产量,K、L分别为资本和劳动投入,α,β 为参数). 利用对数变换,可将其转化为:㏑Y=㏑A+α㏑K+β㏑L 在进行回归分析时,可设定如下形式的回归模型: (㏑Y)i= α0+α(㏑K)i+β(㏑L)i+μi (3.1.1) 回归模型3.1.1就是一个二元线性回归模型。
这就是多元线性回归模型的一般形式。(Yi,X2i,X3i,…,XKi )为 第 i 次观测样本,βj(j=1,2, …,k) 为模型参数,μi为随机误差项。
在多元线性回归模型中,所有解释变量会同时对应变量Y的 变动发挥作用,所以,我们考察其中某个解释变量对应变量Y的 影响,必须是其它解释变量保持不变来进行。模型中的回归系 数βj(j=2, …,k) 就表示在其它解释变量不变的条件下,第 j 个解 释变量的单位变动对应变量Y的影响。由式3.1.3,可得Y的条件 期望函数:E(Y|X2i,X3i,…,XKi )= β1i+β2X2i+β3X3i+…+βKXKi
1 X 2n
X 31 X 32 X 3n
X K1
XK2
计量经济学-3多元线性回归模型

2020/12/8
计量经济学-3多元线性回归模型
•第一节 概念和基本假定
•一、基本概念: • 设某经济变量Y 与P个解释变量:X1,X2,…,XP存在线性依
存关系。 • 1.总体回归模型:
•其中0为常数项, 1 ~ P 为解释变量X1 ~ XP 的系数,u为随机扰动项。 • 总体回归函数PRF给出的是给定解释变量X1 ~ XP 的值时,Y的期 望值:E ( Y | X1,X2,…,XP )。 • 假定有n组观测值,则可写成矩阵形式:
计量经济学-3多元线性回归模型
•2.样本回归模型的SRF
计量经济学-3多元线性回归模型
•二、基本假定: • 1、u零均值。所有的ui均值为0,E(ui)=0。 • 2、u同方差。Var(ui)=δ2,i=1,2,…,n
计量经济学-3多元线性回归模型
•
计量经济学-3多元线性回归模型
•
•第二节 参数的最小二乘估 计
•五、预测
•(一)点预测 •点预测的两种解释:
计量经济学-3多元线性回归模型
•(二)区间预测
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
•例5,在例1中,若X01=10,X02=10,求总体均值E(Y0|X0) 和总体个别值Y0的区间预测。
•
Yi=β0+β1Xi1+β2Xi2+ui
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
计量经济学-3多元线性回归模型
•三、最小二乘估计的性质
计量经济学-3多元线性回归模型
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一、多元线性回归模型
多元线性回归模型: 多元线性回归模型: 有多个解释变量的线性回归模型。 也称为多变量线性回归模型 多变量线性回归模型。 多变量线性回归模型 总体回归函数: 总体回归函数: E (Y | X 1i , X 2i , X ki ) = β 0 + β1 X 1i + β 2 X 2i + + β k X ki 意为:给定X1,X2,…,Xk的值时Y的期望值。 意为:给定 的值时 的期望值。 的期望值 增加随机干扰项的随机表达式: 增加随机干扰项的随机表达式:
20
正定和半正定矩阵
令A为n×n对称矩阵。 (1) 如果对除x=0外的所有n×1向量x,都有x’Ax>0,则 称A为正定 正定的。 正定 (2)如果对除x=0外的所有n×1向量x,都有x’Ax≥0,则 半正定的。 称A为半正定 半正定 正定和半正定矩阵的性质: 正定和半正定矩阵的性质: (1) 正定矩阵的主对角元素都严格为正,半正定矩阵 的主对角元素都非负; (2) A是正定的,则A-1存在并正定; (3) 如果X是一个n×k矩阵,则X’X和XX’都是半正定 的;
则 why?
23
方差-协方差矩阵 方差 协方差矩阵
如果y是一个n×1随机向量,用var(y)(或cov-var(y))表示的y 的方差 协方差矩阵 方差-协方差矩阵 方差 协方差矩阵定义为:
其中σj2=var(yj), σij=var(yi, yj) 显然, σij=var(yi,yj) =var(yj,yi)=σji,故var(y)对称。
1 2 μ= n n×1
则有,总体回归方程的矩阵表示为: 则有,总体回归方程的矩阵表示为:
Y = X β+ μ
31
样本回归函数
样本回归函数: 样本回归函数:根据样本估计的总体回归函数
Yi = β 0 + β 1 X 1i + β 2 X 2i + + β ki X ki
Step4:
18
向量组的线性相关
(1) 令 x1, x2,…, xr是一组维数相同的向量,若存在不 是一组维数相同的向量, 全为零的实数α 全为零的实数α1, α2, …, αr使得
则称向量组{x 则称向量组 1, x2,…, xr}是线性相关的; 是线性相关的 否则, 否则,称{x1, x2,…, xr}是线性无关的。 是线性无关的
其随机表示式: 随机表示式:
Yi = β 0 + β 1 X 1i + β 2 X 2i + + β ki X ki + ei
ei称为残差或剩余项 称为残差 剩余项(residuals),可看成是总 残差或 , 的近似替代。 体回归函数中随机扰动项i的近似替代。
32
样本回归模型的n个随机方程( 样本回归模型的 个随机方程(1) 个随机方程
,A的行列式,记
12
例:求下列矩阵A的行列式 求下列矩阵 的行列式
解: 根据行列式定义,可得: 根据行列式定义,可得:
因此, 因此, |A|=21-4+16-10+15-42= - 4
13
求方阵的逆矩阵( ) 求方阵的逆矩阵(1)
余子式: 将n×n的方阵 的第i行和第 列去掉,所剩下 余子式: × 的方阵A的第 行和第j列去掉, 的方阵 的第 行和第 列去掉 的子矩阵的行列式叫做元素a 的余子式,记为|M 的子矩阵的行列式叫做元素 ij的余子式,记为 ij| 例如: 例如:
14
求方阵的逆矩阵( ) 求方阵的逆矩阵(2)
余因子(代数余子式 : 将n×n的方阵 的元素aij 余因子 代数余子式): 的方阵A的元素 代数余子式 的方阵 的元素 的余因子,记为c 的余因子,记为 ij ,定义为 cij =(-1)i+j|Mij| 余因子矩阵: 方阵A的元素 的元素a 余因子矩阵: 将方阵 的元素 ij代之以其余因 则得到A的余因子矩阵 记为cof 。 的余因子矩阵, 子,则得到 的余因子矩阵,记为 A。 伴随矩阵:余因子矩阵的转置矩阵称为 的伴 伴随矩阵:余因子矩阵的转置矩阵称为A的伴 随矩阵,记为adj A 随矩阵,记为 15 adj A=(cof A)’
10
矩阵逆的性质
(1) 如果一个矩阵的逆存在,则它是唯一的 如果一个矩阵的逆存在, (2) 若α≠ 且A可逆,则 α≠0且 可逆 可逆, (3) 如果 和B都是 ×n可逆矩阵,则 如果A和 都是 都是n× 可逆矩阵 可逆矩阵,
(4)
11
矩阵的行列式
给定一个n×n的方阵 为|A|,定义为:
|A|=Σ(-1)ta1p1a2p2…anpn 其中,t为p1p2….pn的逆序数。
α和β是实数,矩阵A、B、C具有运算所需的维数
7
矩阵的转置、 矩阵的转置、对称矩阵
矩阵A的行与列互换 行与列互换称为A的转置矩阵 转置矩阵,用A’表示 行与列互换 转置矩阵 转置矩阵的性质:
x是n×1维向量
一个方阵A是对称矩阵 对称矩阵的充要条件A=A’ 对称矩阵
8
迹
对任意一个n×n的矩阵 ,A的迹 对任意一个 的矩阵A, 的迹tr(A)定义为 定义为 的矩阵 的迹 其主对角线元素之和。 其主对角线元素之和。 迹的性质: 迹的性质:
29
总体回归模型的n个随机方程( 总体回归模型的 个随机方程(1) 个随机方程
若有n组观测值,则可得n个联立方程:
Y1 = β 0 + β1 X 11 + β 2 X 21 + β1 X k1 + u1
Y2 = β 0 + β1 X 12 + β 2 X 22 + β 1 X k 2 + u 2
21
幂等矩阵 令A为n×n对称矩阵。如果AA=A,则称 幂等矩阵。 A是幂等矩阵 幂等矩阵
幂等矩阵的性质: 幂等矩阵的性质: 令A为n×n幂等矩阵 为 × 幂等矩阵 (1) rank(A)=tr(A) (2) A是半正定的。 是半正定的。 是半正定的
22
矩阵微分
(1) 对于一个给定的n×1向量a,对所有n×1向量x,定义线性函 数 f(x)= a’x,则f 对x的导数是1×n阶偏导数向量a’,即: why? (2) 对一个n×n的对称矩阵A,定义 n n A
…… Yn = β 0 + β1 X 1n + β 2 X 2 n + β1 X kn + un
令
1 1 X = 1 X 11 X 12 X 1n X 21 X 22 X 2n X k1 X k2 X kn n × ( k +1 )
β 0 β 1 β= β 2 β k ( k +1)×1
24
第三章 经典单方程计量经济学模 型:多元回归
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 回归模型的参数约束
25
§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
26
多元线性回归模型的引入 多元线性回归模型的引入
3
对角矩阵、 对角矩阵、单位矩阵和零矩阵
零矩阵 对角矩阵 单位矩阵
4
矩阵的运算
加法: 加法:
数乘: 数乘:
两矩阵相乘: 两矩阵相乘:
A为m×n阶矩阵 为 × 阶矩阵 B为n×p阶矩阵 为 × 阶矩阵
5
矩阵运算的性质( ) 矩阵运算的性质(1)
α和β是实数,矩阵A、B、C具有运算所需的维数
6
矩阵运算的性质( ) 矩阵运算的性质(2)
19
矩阵的秩
是一个n× 的矩阵 的矩阵, 令A是一个 ×m的矩阵,则A中线性无关的最 是一个 中线性无关的最 向量称为A的 即为rank(A)。 大列向量称为 的秩,即为 。 若rank(A)=m,则称为列满秩 , 秩的性质: 秩的性质: (1) 行秩=列秩 行秩=列秩=rank(A) (即: rank(A’)=rank(A)) 即 (2) 如果 是一个 ×k矩阵,则 如果A是一个 是一个n× 矩阵 矩阵, rank(A)≤min(n,k) ≤
Yi = β 0 + β 1 X 1i + β 2 X 2 i + + β k X ki + i
i=1,2…,n
Y是被解释变量 是被解释变量 Xji为解释变量,i指第 次观测 为解释变量, 指第 指第i次观测
为随机干扰项 βi为偏回归系数
习惯上: 常数项看成为一虚变量的系数, 习惯上:把常数项看成为一虚变量的系数,该虚变量的样本 看成为一虚变量的系数 28 观测值始终取1。这样:型中解释变量的数目为k+1 观测值始终取 。这样:型中解释变量的数目为
截距项和偏回归系数
总体回归函数的随机表达式: 总体回归函数的随机表达式:
Yi = β 0 + β 1 X 1i + β 2 X 2 i + + β k X ki + i
(1) βj (j≥1) 称为 偏回归系数 表示在其他解释变量保持不变的情况下, 每变化1个单 表示在其他解释变量保持不变的情况下,Xj每变化 个单 位时,Y的条件均值 E (Y | X 1 , X 2 , X k ) 的变化; 位时, 的条件均值 的变化 给出了X 的单位变化对Y均值的 直接” 均值的“ 或者说βj给出了 j的单位变化对 均值的“直接” 或“净 ” (不含其他变量)影响。 不含其他变量)影响。 (2) β0 (j≥1) 称为 截距项,它给出了所有未包含到模型中的 截距项, 变量对Y的平均影响。 变量对 的平均影响。 的平均影响
若有n组观测值,则可得n个联立方程:
Y1 = β 0 + β1 X 11 + β 2 X 21 + β1 X k1