多元线性回归模型的参数估计
多元线性回归模型参数的最小二乘估计
x
2 ki
yi
x1i
yi
X
Y
xki yi
ˆ0
ˆ1
ˆ
ˆ k
于是正规方程组的矩阵形式为
( X X )ˆ X Y
（3.2.5）
于是有 ˆ ( X X )1 X Y （3.2.6）
二、中心化模型的参数最小二乘估计 我们已经知道，总体线性回归模型可以表示为
yi 0 1 x1i 2 x2i k xki ui （3.2.7）
u1
U
u2
un
残差平方和
1
2
n
2 i
(Y
Xˆ )(Y
Xˆ )
YY 2ˆ X Y ˆ X Xˆ
其中用到 Y Xˆ 是标量的性质。
（3.2.15）
将残差平方和（3.2.15）对 ˆ 求导，并令其为零：
( ˆ
)
2 X
Y
2 X
Xˆ
0
整理得正规方程组
X Xˆ X Y
（3.2.16）
这里 =0，可以看作是对参数施加一个限制条件。
其中心化模型
yi 1 x1i 2 x2i k xki ui （3.2.11）
yi ˆ1 x1i ˆ2 x2i ˆk xki i （3.2.12）
（i =1,2,…，n）
将它们写成矩阵形式：
Y X U
（3.2.13）
Y Xˆ
ˆ0 xki ˆ1 x1i xki ˆ2 x2i xki ˆk xk2i xki yi
由（3.2.3）第一个方程，可以得到：
y ˆ0 ˆ1 x1 ˆ2 x2 ˆk xk
（3.2.4）
将正规方程组写成矩阵形式：
n x1i xki
★多元线性回归模型的估计
§3.2 多元线性回归模型的估计同一元回归模型的估计一样，多元回归模型参数估计的任务仍有两项：一是求得反映变量之间数量关系的结构参数的估计量jβˆ（j=1,2,…,k ）；二是求得随机误差项的方差估计2ˆσ。
模型(3.1.1)或(3.1.2)在满足§3.1所列的基本假设的情况下，可以采用普通最小二乘法、最大或然法或者矩估计法估计参数。
一、普通最小二乘估计随机抽取被解释变量和解释变量的n 组样本观测值： k j n i X Y ji i ,2,1,0,,,2,1),,(== 如果样本函数的参数估计值已经得到，则有：Kiki i i i X X X Y ββββˆˆˆˆˆ22110++++= i=1,2,…,n (3.2.1) 那么，根据最小二乘原理，参数估计值应该是下列方程组的解⎪⎪⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎪⎪⎨⎧====0ˆ0ˆ0ˆ0ˆ21Q Q Q Q kβ∂∂β∂∂β∂∂β∂∂(3.2.2)其中 2112)ˆ(∑∑==-==ni ii ni iY Y eQ 2122110))ˆˆˆˆ((∑=++++-=ni kik i i iX X X Yββββ (3.2.3) 于是得到关于待估参数估计值的正规方程组：⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧∑=++++∑∑=++++∑∑=++++∑∑=++++∑kii ki ki k i i i i i ki k i i i i i i ki k i i iki k i i X Y X X X X X Y X X X X X Y X X X X Y X X X )ˆˆˆˆ()ˆˆˆˆ()ˆˆˆˆ()ˆˆˆˆ(221102222110112211022110ββββββββββββββββ (3.2.4) 解该（k+1）个方程组成的线性代数方程组，即可得到(k+1)个待估参数的估计值k j j,,2,1,0,ˆ =β。
（3.2.4）式的矩阵形式如下：⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎫⎝⎛⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎫⎝⎛=⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛⎪⎪⎪⎪⎪⎭⎫⎝⎛∑∑∑∑∑∑∑∑n kn k k n k ki iki ki ki i ii kii Y Y Y X X X X X X X X X XXX XX X Xn212111211102112111111ˆˆˆβββ即： Y X βX)X ('='ˆ （3.2.5） 由于X X '满秩，故有Y X X X β''=-1)(ˆ （3.2.6） 将上述过程用矩阵表示如下：根据最小二乘原理，需寻找一组参数估计值βˆ，使得残差平方和 )ˆ()ˆ(12βX Y βX Y e e -'-='==∑=ni i e Q 最小。
多元线性回归模型参数估计
多元线性回归模型参数估计Y=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε其中，Y是因变量，X1,X2,...,Xn是自变量，β0,β1,β2,...,βn 是待求的模型参数，ε是偏差项。
参数估计的目标是找到具有最小残差平方和（RSS）的模型参数。
残差是观测值与模型预测值之间的差异，残差平方和则是所有观测值的残差平方的和。
对于参数估计，常用的方法是最小二乘法。
最小二乘法的思想是最小化残差平方和以找到最佳的模型参数。
最小二乘法的步骤如下：1.假设自变量X和因变量Y之间存在线性关系。
2. 对每一个自变量Xj（j = 1, 2, ... , n），计算Xj的均值（记作xj_mean）和标准差（记作xj_std）。
3. 对每一个自变量Xj，将Xj进行标准化处理（Z-score标准化），即将Xj减去其均值后除以其标准差。
4. 根据标准化的自变量Xj，计算其相关系数（记作rj）与因变量Y 的相关系数（记作ry）。
相关系数表示两个变量之间的线性关系的强度和方向。
相关系数的取值范围为-1到1，接近-1表示负相关，接近1表示正相关，接近0表示无相关。
5. 对每个自变量Xj，计算其回归系数（记作bj）等于ry乘以xj_std除以rj。
6. 计算截距项（记作b0）等于Y的均值减去所有回归系数bj与自变量Xj的均值相乘的和。
7.得到完整的多元线性回归模型。
在进行参数估计时，需要注意以下几点：1.数据的准备：确保数据符合多元线性回归模型的假设，包括自变量与因变量的线性关系、多重共线性等。
2.异常值的处理：需要检测和处理可能存在的异常值，以避免对参数估计的干扰。
3.模型的评估：通过评估模型的适应度指标（如决定系数R^2、调整决定系数等）来判断模型的拟合优度，并对模型进行修正。
4.参数的解释：对于得到的参数估计结果，需要解释其含义和影响，以便进行预测和决策。
总之，多元线性回归模型的参数估计是通过最小二乘法等方法来找到最佳的模型参数，以拟合数据并进行预测。
3多元线性回归模型参数估计
3多元线性回归模型参数估计多元线性回归是一种用于预测多个自变量与因变量之间关系的统计模型。
其模型形式为：Y=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε，其中Y是因变量，X1、X2、..、Xn是自变量，β0、β1、β2、..、βn是模型的参数，ε是误差项。
多元线性回归模型参数的估计可以使用最小二乘法（Ordinary Least Squares,OLS）来进行。
最小二乘法的基本思想是找到一组参数估计值，使得模型预测值与实际观测值之间的平方差最小。
参数估计过程如下：1.根据已有数据收集或实验，获取因变量Y和自变量X1、X2、..、Xn的观测值。
2.假设模型为线性关系，即Y=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε。
3.使用最小二乘法，计算参数估计值β0、β1、β2、..、βn：对于任意一组参数估计值β0、β1、β2、..、βn，计算出模型对于所有观测值的预测值Y'=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn。
计算观测值Y与预测值Y'之间的平方差的和，即残差平方和（RSS，Residual Sum of Squares）。
寻找使得RSS最小的参数估计值β0、β1、β2、..、βn。
4.使用统计方法计算参数估计值的显著性：计算回归平方和（Total Sum of Squares, TSS）和残差平方和（Residual Sum of Squares, RSS）。
计算决定系数（Coefficient of Determination, R^2）：R^2 = (TSS - RSS) / TSS。
计算F统计量：F=(R^2/k)/((1-R^2)/(n-k-1))，其中k为自变量的个数，n为观测值的个数。
根据F统计量的显著性，判断多元线性回归模型是否合理。
多元线性回归模型参数估计的准确性和显著性可以使用统计假设检验来判断。
常见的参数估计的显著性检验方法包括t检验和F检验。
t检验用于判断单个参数是否显著，F检验用于判断整个回归模型是否显著。
多元线性回归模型参数估计
多元线性回归模型参数估计多元线性回归是一种用于建立自变量与因变量之间关系的统计模型。
它可以被视为一种预测模型，通过对多个自变量进行线性加权组合，来预测因变量的值。
多元线性回归模型的参数估计是指利用已知的数据，通过最小化误差的平方和来估计回归模型中未知参数的过程。
本文将介绍多元线性回归模型参数估计的基本原理和方法。
Y=β0+β1X1+β2X2+...+βpXp+ε其中，Y是因变量，X1、X2、..、Xp是自变量，β0、β1、β2、..、βp是回归系数，ε是残差项。
参数估计的目标是找到使得误差的平方和最小的回归系数。
最常用的方法是最小二乘法（Ordinary Least Squares, OLS）。
最小二乘法通过最小化残差的平方和来确定回归系数的值。
残差是观测值与回归模型预测值之间的差异。
为了进行最小二乘法参数估计，需要计算回归模型的预测值。
预测值可以表示为：Y^=β0+β1X1+β2X2+...+βpXp其中，Y^是因变量的预测值。
参数估计的目标可以表示为：argmin(∑(Y - Y^)²)通过对目标函数进行求导，可以得到参数的估计值：β=(X^TX)^-1X^TY其中，X是自变量的矩阵，Y是因变量的向量，^T表示矩阵的转置，^-1表示矩阵的逆。
然而，在实际应用中，数据往往存在噪声和异常值，这可能导致参数估计的不准确性。
为了解决这个问题，可以采用正则化方法，如岭回归（Ridge Regression）和LASSO回归（Least Absolute Shrinkage and Selection Operator Regression）。
这些方法通过在目标函数中引入正则化项，可以降低估计结果对噪声和异常值的敏感性。
岭回归通过在目标函数中引入L2范数，可以限制回归系数的幅度。
LASSO回归通过引入L1范数，可以使得一些回归系数等于零，从而实现变量选择。
这些正则化方法可以平衡模型的拟合能力与泛化能力，提高参数估计的准确性。
多元线性回归模型及其参数估计多元线性回归的显著性
多元线性回归模型及其参数估计多元线性回归的显著性Y=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε其中，Y表示因变量（被预测或解释的变量），X1,X2,...,Xn表示自变量（用于预测或解释因变量的变量），β0,β1,β2,...,βn表示模型的参数，ε表示误差项。
参数估计就是指通过样本数据来估计模型中的参数。
在多元线性回归中，常用的参数估计方法是最小二乘法。
最小二乘法的目标是最小化实际观测值与回归方程所预测值之间的残差平方和。
为了评估多元线性回归模型的显著性，可以进行假设检验。
最常用的假设检验是利用F检验来检验整个回归模型的显著性。
F检验的原假设是回归模型中所有自变量的系数都等于零，即H0:β1=β2=...=βn=0，备择假设是至少存在一个自变量的系数不等于零，即H1:β1≠β2≠...≠βn≠0。
F统计量的计算公式为：F=(SSR/k)/(SSE/(n-k-1))其中，SSR表示回归平方和，即实际观测值与回归方程所预测值之间的残差平方和，k表示自变量的个数，SSE表示误差平方和，即实际观测值与回归方程所预测值之间的残差平方和，n表示样本容量。
根据F统计量的分布特性，可以计算得出拒绝原假设的临界值，若计算出来的F统计量大于临界值，则可以拒绝原假设，认为回归模型是显著的，即至少存在一个自变量对因变量有显著影响。
除了整体的回归模型显著性检验，我们还可以进行各个自变量的显著性检验。
每一个自变量的显著性检验都是基于t检验。
t检验的原假设是自变量的系数等于零，即H0:βi=0，备择假设是自变量的系数不等于零，即H1:βi≠0。
t统计量的计算公式为：t = (βi - bi) / (SE(βi))其中，βi表示模型中第i个自变量的系数估计值，bi表示模型中第i个自变量的理论值（一般为零），SE(βi)表示第i个自变量的系数的标准误。
根据t统计量的分布特性，可以计算得出对应自由度和置信水平的临界值，若计算出来的t统计量的绝对值大于临界值，则可以拒绝原假设，认为该自变量是显著的，即对因变量有显著影响。
多元线性回归模型的参数估计
在最小二乘法基础上，对不同的观测值赋予不同的权重，以调整其 对回归参数估计的影响。
广义最小二乘法（GLS）
考虑自变量之间的相关性，通过转换自变量和因变量来消除自变量 之间的多重共线性影响。
03
参数估计的方法
普通最小二乘法
最小二乘法是一种常用的参数估计方法，通过最小化误差 平方和来估计参数。在多元线性回归模型中，普通最小二 乘法通过求解线性方程组来得到参数的估计值。
模型选择
选择多元线性回归模型作 为预测模型，以商品价格 和用户评价作为自变量， 销量作为因变量。
参数估计
使用最小二乘法进行参数 估计，通过最小化误差平 方和来求解回归系数。
模型检验
对模型进行假设检验，确 保满足线性回归的前提假 设。
结果解释与模型评估
结果解释
根据回归系数的大小和符号，解释各自变量对因变量 的影响程度和方向。
05
参数估计的实例分析
数据来源与预处理
数据来源
数据来源于某大型电商平台的销售数据，包括商 品价格、销量、用户评价等。
数据清洗
对原始数据进行清洗，去除异常值、缺失值和重 复值，确保数据质量。
数据转换
对连续变量进行离散化处理，对分类变量进行独 热编码，以便进行回归分析。
模型建立与参数估计
01
02
03
THANKS
感谢观看
04
参数估计的步骤
确定模型形式
确定自变量和因变
量
首先需要确定回归模型中的自变 量和因变量，通常因变量是研究 的响应变量，自变量是对响应变 量有影响的预测变量。
确定模型的形式
根据自变量和因变量的关系，选 择合适的回归模型形式，如线性 回归、多项式回归等。
多元线性回归分析的参数估计方法
多元线性回归分析的参数估计方法多元线性回归是一种常用的数据分析方法，用于探究自变量与因变量之间的关系。
在多元线性回归中，参数估计方法有多种，包括最小二乘估计、最大似然估计和贝叶斯估计等。
本文将重点讨论多元线性回归中的参数估计方法。
在多元线性回归中，最常用的参数估计方法是最小二乘估计（Ordinary Least Squares,OLS）。
最小二乘估计是一种求解最优参数的方法，通过最小化残差平方和来估计参数的取值。
具体而言，对于给定的自变量和因变量数据，最小二乘估计方法试图找到一组参数，使得预测值与观测值之间的残差平方和最小。
这样的估计方法具有几何和统计意义，可以用来描述变量之间的线性关系。
最小二乘估计方法有一系列优良的性质，比如无偏性、一致性和有效性。
其中，无偏性是指估计值的期望等于真实参数的值，即估计值不会出现系统性的偏差。
一致性是指当样本容量趋近无穷时，估计值趋近于真实参数的值。
有效性是指最小二乘估计具有最小的方差，即估计值的波动最小。
这些性质使得最小二乘估计成为了多元线性回归中最常用的参数估计方法。
然而，最小二乘估计方法在面对一些特殊情况时可能会出现问题。
比如，当自变量之间存在多重共线性时，最小二乘估计的解不存在或不唯一。
多重共线性是指自变量之间存在较高的相关性，导致在估计回归系数时出现不稳定或不准确的情况。
为了解决多重共线性问题，可以采用一些技术手段，如主成分回归和岭回归等。
另外一个常用的参数估计方法是最大似然估计（Maximum Likelihood Estimation,MLE）。
最大似然估计方法试图找到一组参数，使得给定样本观测值的条件下，观测到这些值的概率最大。
具体而言，最大似然估计方法通过构建似然函数，并对似然函数求导，找到能够最大化似然函数的参数取值。
最大似然估计方法在一定条件下具有良好的性质，比如一致性和渐近正态分布。
但是，在实际应用中，最大似然估计方法可能存在计算复杂度高、估计值不唯一等问题。
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矩阵 X 是非随机的；且 X 的秩 ( X ) k 1 ，此时
也是满秩的
标量符号 2、随机误差项具有零均值、同方差及不序列相关
E ( i ) 0
Var ( i ) E ( i2 ) 2
Cov ( i , j ) E ( i j ) 0
• 参数的最大或然估计
( X X ) 1 X Y
• 结果与参数的普通最小二乘估计相同
3、矩估计(Moment Method,MM)
• 用每个解释变量分别乘以模型的两边，并对所有 样本点求和，即得到：
yi y x i 1i yi x 2i yi x ki
X 1i
ˆ 0 1 ˆ X 11 1i ki 1 2 X ki ˆ k X k1
1 X 12 X k2
1 Y1 X 1n Y2 X kn Yn
E (Yi | X 1i 2 X 2 i k X ki
（2.3.9）
称为多元回归方程（函数）。 多元回归分析（multiple regression analysis）是以 多个解释变量的固定值为条件的回归分析，并且所 获得的是诸变量X值固定时Y的平均值。诸i称为偏 回归系数（partial regression coefficients）。
(2.3.6)
解该（k+1）个方程组成的线性代数方程组，即可得到 (k+1)个待估参数的估计值 j , j 0,1,2, , k 。
（2.3.6）的矩阵形式如下：
n X 1i X ki
X X
1i 2 1i
X X X
ki
X
ki
即：
ˆ X X X Y
由于 X X 满秩，故有
( X X ) 1 X Y
（2.3.7）
（2.3.8）
• 估计过程的矩阵表示：
对于模型(2.3.3)式有：
Y X
被解释变量的观测值与估计值之差的平方和为：
Q
e
i 1
n
2 i
(y
i 1
n
i
yi ) 2
(0 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x1i ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x 2i ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x ki
i 1, 2, , n i 1, 2, , n i j
矩阵符号 2、 E ( N ) 0,
E ( NN T ) 2 I
1 E ( 1 ) E ( N ) E 0 E ( ) n n
2、多元线性回归模型的基本假定
模型(2.3.1)或(2.3.2)在满足下述所列的基本假设的 情况下，可以采用普通最小二乘法（OLS）估计参数。 关于经典回归模型的假定
标量符号 1、解释变量 X 1 , X 2 , , X k 是非随机的或固定的；而且各 X 之 间互不相关（无多重共线性(no multicollinearity)） 矩阵符号 1、 n ( k
• 得到一组矩条件
yi yi x1i yi x 2i yi x ki (0 1 x1i 2 x 2i k x ki ) ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki ) x1i ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki ) x 2i ( 0 1 x1i 2 x 2i k x ki ) x ki
• 对每个方程的两边求期望，有：
E ( yi ) E ( (0 E ( y x ) E ( ( i 1i 0 E ( yi x 2i ) E ( ( 0 E ( yi x ki ) E ( ( 0
1 x1i 2 x 2i k x ki i )) 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x1i ) 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x 2i ) 1 x1i 2 x 2i k x ki i ) x ki )
• 多元线性回归模型的矩阵表达式为：
Y X
其中 (2.3.2)
1 x11 1 x 12 X 1 x1n
x 21 x 22 x2n
xk1 xk 2 x kn n ( k 1)
0 1 1 2 2 n n 1 k ( k 1) 1
• 多元线性回归模型的一般形式为：
Yi 0 1 X 1i 2 X 2 i k X ki i
i=1,2,„,n (2.3.1)
其中：k 为解释变量的数目；
习惯上把常数项看成为一个虚变量的系数，在 参数估计过程中该虚变量的样本观测值始终取1。 这样： 模型中解释变量的数目为（k+1）。
Q0 0 Q0 1 Q0 2 Q0 k
(2.3.4)
其中
ˆ Q e (Yi Yi ) 2
i 1
n
n
n
2 i
i 1
ˆ ˆ ˆ ˆ (Yi ( 0 1Y1i 2Y2i k Yki ))
ˆ X Y X X 0
即得到
X Y X X
于是，参数的最小二乘估计值为：
( X X ) 1 X Y
2、最大或然估计
• Y的随机抽取的n组样本观测值的联合概率
2 L( , ) P ( y1 , y 2 , , y n ) 1
• 如果某个解释变量与随机项相关，只要能找到1个 工具变量，仍然可以构成一组矩条件。这就是IV。 • 如果存在＞k+1个变量与随机项不相关，可以构成 一组包含＞k+1方程的矩条件。这就是GMM。
4、多元回归方程及偏回归系数的含义
在经典回归模型的诸假定下，式（2.3.1）两边对 Y 求条 件期望得：
e e (Y X ) (Y X )
e1 e 2 e en
其中
根据最小二乘原理，参数估计值应该是下列方程组的解：
(Y X) (Y X) 0
求解过程如下：
ˆ ˆ (Y X)( Y X) 0 ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ (Y Y X Y Y X XX) 0 ˆ ˆ ˆ ˆ (Y Y 2Y' X X X) 0 ˆ ˆ ˆ ˆ (Y Y 2( X' Y )' X X) 0 ˆ
标量符号 3、解释变量与随机项不相关
Cov ( X ji , i ) 0
i 1, 2, , n
矩阵符号 3、 E ( X T N ) 0 ，即
i E ( i ) X 1i i X 1i E ( i ) E 0 X X E ( ) Ki i Ki i
(Yi , X ji ), i 1,2, , n, j 0,1, 2, k
如果模型的参数估计值已经得到，则有：
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ Yi 0 1 X 1i 2 X 2i ki X Ki
i=1,2,„,n (2.3.3)
根据最小二乘原理，参数估计值应该是下列方程组的解：
n (2 )
n 2
1 2
2
( yi ( 0 1 x1i 2 x2 i k x ki )) 2
e
1 2
2
1
n (2 )
n 2
(Y X) (Y X)
e
• 对数或然函数为
L* Ln( L) 1 nLn( 2 ) 2 (Y X) ' (Y X) 2
多元线性回归模型的参数估计 Estimation of Multiple Linear Regression Model
一、多元线性回归模型 二、多元线性回归模型的参数估计 三、OLS估计量的统计性质 四、参数估计量的方差-协方差矩阵和随机误差项 2方差的估计 五、样本容量问题 六、多元线性回归模型实例
一、多元线性回归模型
1、多元线性回归模型的形式
• 由于： 在实际经济问题中，一个变量往往受到多个原 因变量的影响； “从一般到简单”的建模思路。 • 所以，在线性回归模型中的解释变量有多个， 至少开始是这样。这样的模型被称为多元线性 回归模型。 • 多元线性回归模型参数估计的原理与一元线性 回归模型相同，只是计算更为复杂。
标量符号 4、 （为了假设检验） ，随机扰动项服从正态分布
i ~ N (0, 2 )
i 1, 2, , n
矩阵符号 4、向量 N 为一多维正态分布，即
N ~ N (0, 2 I )
二、多元线性回归模型的参数估计
1、普通最小二乘估计
• 普通最小二乘估计
随机抽取被解释变量和解释变量的 n 组样本观测值：
1 T E ( NN ) E n
1
2 12 1 n n E 2 n 1 n 0
0 2I 2
i 1
2
(2.3.5)