计量经济学4 多元回归分析：推断
所有计量经济学检验方法
所有计量经济学检验方法
1、回归分析：回归分析是用来确定两个变量之间相关关系的一种统计方法，它能够推断出一个变量对另一个变量的影响程度。
常用的回归检验包括偏直斜率检验、R平方检验、Durbin-Watson检验、自相关检验、Box-Cox检验等。
2、主成分分析：主成分分析（PCA）是一种统计分析方法，用于消除随机变量之间的相关性，从而简化数据分析过程。
常用的方法有二元主成分分析（BPCA）、多元主成分分析（MPCA）
3、因子分析：因子分析是一种统计学方法，用于确定从多个离散观测变量中提取的隐含变量。
常用的因子分析检验包括KMO检验、Bartlett 统计量检验、条件双侧门限统计量检验等。
4、多元分析：多元分析是一种统计学方法，用于探索随机变量之间的关系，常用的多元分析检验包括多元弹性网络（MANOVA）、多元回归（MR）以及结构方程模型（SEM）。
5、聚类分析：聚类分析是一种用于探索研究数据中的结构和特征的统计学方法。
它主要是将数据集分组，以便对数据集中的每组信息单独进行分析。
常用的聚类分析检验有K均值聚类、层次聚类、嵌套聚类等。
6、特征选择：特征选择是一种数据分析技术，用于从大量可能的特征中，选择有效的特征变量。
计量经济学课程第4章(多元回归分析)
§4.1 多元线性回归模型的两个例子
一、例题1：CD生产函数
Qt AKt 1 Lt 2 et
这是一个非线性函数，但取对数可以转变为一个 对参数线性的模型
ln Qt 0 1 ln Kt 2 ln Lt t
t ~ iid(0, 2 )
注意：“线性”的含义是指方程对参数而言是线 性的
R 2 1 RSS /(N K 1) TSS /(N 1)
调整思想： 对 R2 进行自由度调整。
Page 20
基本统计量TSS、RSS、ESS的自由度：
1.
TSS的自由度为N-1。基于样本容量N，TSS
N i1
(Yi
Y
)2
因为线性约束 Y 1 N
Y N
i1 i
而损失一个自由度。
分布的多个独立统计量平方加总，所得到的新统计量就服从
2 分布。
《计量经济学》，高教出版社2011年6月，王少平、杨继生、欧阳志刚等编著
Page 23
双侧检验
概 率 密 度
概率1－
0
2 1 / 2
2 /2
图4.3.1
2
（N-K-1）的双侧临界值
双侧检验：统计值如果落入两尾中的任何一个则拒绝原假设
《计量经济学》，高教出版社2011年6月，王少平、杨继生、欧阳志刚等编著
Page 24
单侧检验
概 率 密 度
概率 概率
0
2 1
2
图4.3.2 （2 N-K-1）的单侧临界值
H0：
2
2，
0
HA :
2
2 0
伍德里奇《计量经济学导论》(第5版)笔记和课后习题详解
读书笔记模板
01 思维导图
03 目录分析 05 读书笔记
目录
02 内容摘要 04 作者介绍 06 精彩摘录
思维导图
本书关键字分析思维导图
第版
计量经济 学
时间
习题
序列
经典
变量
笔记
教材
笔记 复习
模型
导论
笔记
第章
习题
分析
数据
回归
内容摘要
本书是伍德里奇《计量经济学导论》（第5版）教材的配套电子书，主要包括以下内容：（1）整理名校笔记， 浓缩内容精华。每章的复习笔记以伍德里奇所著的《计量经济学导论》（第5版）为主，并结合国内外其他计量经 济学经典教材对各章的重难点进行了整理，因此，本书的内容几乎浓缩了经典教材的知识精华。（2）解析课后习 题，提供详尽答案。本书参考国外教材的英文答案和相关资料对每章的课后习题进行了详细的分析和解答。（3） 补充相关要点，强化专业知识。一般来说，国外英文教材的中译本不太符合中国学生的思维习惯，有些语言的表 述不清或条理性不强而给学习带来了不便，因此，对每章复习笔记的一些重要知识点和一些习题的解答，我们在 不违背原书原意的基础上结合其他相关经典教材进行了必要的整理和分析。本书特别适用于参加研究生入学考试 指定考研考博参考书目为伍德里奇所著的《计量经济学导论》的考生，也可供各大院校学习计量经济学的师生参 考。
讨
2.1复习笔记 2.2课后习题详解
3.1复习笔记 3.2课后习题详解
4.1复习笔记 4.2课后习题详解
5.1复习笔记 5.2课后习题详解
6.1复习笔记 6.2课后习题详解
7.1复习笔记 7.2课后习题详解
计量经济学_四元线性回归模型案例分析
计量经济学课程设计班级：学号：姓名：2011年月一、引言财政收入是衡量一国政府财力的重要指标，国家在社会活动中提供公共物品和服务，很大程度上需要财政收入的鼎力相助。
财政收入既是国家的集中性分配活动，又是国家进行宏观调控的重要工具。
税收是国家为实现其职能的需要，凭借其政治权利并按照特定的标准，强制、无偿的取得财政收入的一种形式，它是现代国家财政收入最重要的收入形式和最主要的收入来源。
本课题跟据我国最近几年的经济发展水平和税收收入并结合我国各地区在2008年的实际情况，利用《中国统计年鉴2009》做出了税收收入的计量模型，比较分析了职工工资总额、财政支出和人均家庭总收入等变量对税收收入的不同影响，得出了几个重要的结论。
税收是国家在社会经济活动中为提供公共物品和服务的主要收入来源，在很大程度上决定于财政收入的充裕状况。
税收是国家集中性分配活动，又是国家进行宏观调控的重要工具。
我国自改革开放以来税收一直随经济的增长在快速的增长，尤其是进入21世纪以来成高速发展趋势。
由1999年的10682.58亿元到2008年的54233.79亿元，十年来增加了5.08倍（见表1）。
近几年以来，尤其是2008年以来社会不公平和贫富差距进一步了大，造成了社会的不稳定。
2010年两会期间温家宝总理提出调整税收基数，从而来缩小贫富差距和社会公平问题。
表1 我国十年来税收一览表二、理论基础税收是国家为了实现其职能，以政治权利为基础，按规定标准以政治权力为基础，按预定标准像经济组织和居民无偿课征而取得的一种财政收入。
税收的影响因素有很多包括一国的经济实力，经济发展水平，劳动者的素质，职工工资总额，财政支出，家庭总收入，生产总值，商品零售价格指数等。
职工工资总额，指各单位或组织在一定时期内直接支付给本单位全部职工的劳动报酬总额。
个人所得税的税基就是劳动报酬总额。
而个人所得税是税收收入的组成部分。
生产总值，生产总值是经济发展的最重要指标，税收与生产总值的关系集中反映了税收与经济的关系。
第04章 多元回归分析1
∑
y t2
安徽大学经济学院
计量经济学讲义
4.6 多元回归的假设检验
虽然R2度量了估计回归直线的拟合优度，但是R2本身 却不能判定估计的回归系数是否是统计显著的，即是否 显著不为零。有的回归系数可能是显著的，有些可能不 是。如何判断呢？ 与一元回归模型相同，如果用真实的但不可观察的σ2 的无偏估计量代替σ2，则OLS估计量服从自由度为 n－3 的 t 分布，而不是正态分布。
2
可以证明：
ESS = b 2 ∑ y t x 2 t + b 3 ∑ y t x 3 t RSS = R =
2
20
(4.19) (4.20) (4.21)
∑ b ∑
2
y t2 −b 2 ∑ y t x 2 t − b 3 ∑ y t x 3 t y t x 2 t + b3 ∑ y t x 3 t
15
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计量经济学讲义
4.4 OLS估计量的方差与标准误
计算标准误的目的：（1）建立真实参数的置信区间； （2）检验统计假设。
var (b 2 ) = se ( b 2 ) =
(∑
x
2 2t
)(∑
∑
x
2 3t
) − (∑
x 32t
x 2t x3t )
2
⋅σ
2
(4.12) (4.13)
var( b 2 )
(4.26)
在给定显著性水平下，检验B2的置信区间是否包含0，若没有 拒绝原假设，否则接受原假设。
24
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计量经济学讲义
4.7.2 显著性检验法
2、显著性检验法：检验H0：B2＝0，H1：B2
≠0
计量经济学的方法
计量经济学的方法
计量经济学是研究经济现象和经济政策的一种方法，它主要利用数理统计学和经济理论来分析和评估经济问题。
计量经济学的方法包括以下几个方面：
1. 建立经济模型：计量经济学通常从建立经济模型开始，通过建立一定的假设和框架来描述经济现象，并对经济变量之间的关系进行定量分析。
2. 数据收集和处理：计量经济学依靠可量化的数据来分析经济问题，因此数据的收集和处理是非常重要的一步。
这包括选择合适的样本和时间范围，以及对数据进行清洗和转换，使其适合进行统计分析。
3. 统计推断：计量经济学依赖于统计方法来进行推断和判断。
通过使用统计学的方法，如假设检验、置信区间和回归分析等，计量经济学可以得出关于经济变量之间关系的结论。
4. 回归分析：回归分析是计量经济学中最常用的方法之一。
它可以用来研究因变量和自变量之间的关系，并通过计算回归系数来评估这种关系的强度和方向。
通过回归分析，我们可以对经济变量之间的因果关系进行检验。
5. 自然实验：在某些情况下，计量经济学可以利用已有的自然实验来进行研究。
这些自然实验是由外部因素引起的经济变化或政策变化，可以用来评估这些变化对经济现象的影响。
总之，计量经济学的方法是以数理统计学和经济理论为基础，通过建立经济模型、收集和处理数据、进行统计推断和回归分析等手段，来研究经济现象和评估经济政策。
计量经济学多元回归分析案例.pdf
计量经济学多元回归分析案例引言计量经济学是运用数理统计和经济学方法研究经济现象的一门学科。
在实际研究中，多元回归分析是一种常用的方法。
本文将通过一个实际案例来介绍计量经济学中的多元回归分析方法和应用。
研究背景单因素回归分析在计量经济学中，单因素回归分析是最基本的方法之一。
它通过确定一个因变量和一个自变量之间的关系，来解释因变量的变化。
然而，在现实世界中，经济现象往往受到多个因素的影响，因此需要使用多元回归分析来更全面地解释经济现象的变化。
问题陈述本研究的问题是探究某个城市的房价与多个因素之间的关系。
具体来说，我们感兴趣的因变量是房价，自变量包括房屋面积、地理位置、周边设施等。
我们希望通过建立一个多元回归模型来解释房价的变化，并分析不同因素对房价的影响程度。
数据收集为了进行多元回归分析，我们需要收集相关的数据。
在本案例中，我们采集了以下数据：1.房价：通过不同的房地产网站获取该城市的房屋销售数据，包括每个房屋的售价信息。
2.房屋面积：通过购房广告或房产中介提供的信息收集每个房屋的面积数据。
3.地理位置：通过经纬度或邮政编码信息获取每个房屋的地理位置信息。
4.周边设施：通过地图应用或开放的公共数据接口获取每个房屋周边设施（如学校、医院、商场等）的数量和距离信息。
数据预处理在进行多元回归分析前，我们需要对收集到的数据进行预处理。
缺失值处理在数据收集过程中，可能会出现数据缺失的情况。
对于缺失的数据，我们可以选择删除相应的样本，或者通过插补方法进行填充。
在本案例中，我们选择使用均值填充的方法。
数据转换由于多元回归模型要求变量之间具有线性关系，因此我们需要对非数值型数据进行转换。
在本案例中，地理位置可以通过编码转换为数值型变量。
模型建立在进行多元回归分析时，我们需要选择适当的模型来描述因变量和自变量之间的关系。
在本案例中，我们选择使用普通最小二乘法（OLS）来估计回归模型的参数。
模型表达式我们将房价作为因变量（Y），房屋面积、地理位置和周边设施作为自变量（X）。
5、计量经济学【多元线性回归模型】
二、多元线性回归模型的参数估计
2、最小二乘估计量的性质 当 ˆ0, ˆ1, ˆ2, , ˆk 为表达式形式时，为随机变量， 这时最小二乘估计量 ˆ0, ˆ1, ˆ2, , ˆk 经过证明同样也 具有线性性、无偏性和最小方差性（有效性）。 也就是说，在模型满足那几条基本假定的前提 下，OLS估计量具有线性性、无偏性和最小方差性 （有效性）这样优良的性质， 即最小二乘估计量
用残差平方和 ei2 最小的准则： i
二、多元线性回归模型的参数估计
1、参数的普通最小二乘估计法（OLS） 即：
min ei2 min (Yi Yˆi )2 min Yi (ˆ0 ˆ1X1i ˆ2 X 2i ˆk X ki )2
同样的道理，根据微积分知识，要使上式最小，只 需求上式分别对 ˆj ( j 0,1, k) 的一阶偏导数，并令 一阶偏导数为 0，就可得到一个包含 k 1 个方程的正 规方程组，这个正规方程组中有 k 1个未知参数 ˆ0, ˆ1, ˆ2, , ˆk ；解这个正规方程组即可得到这 k 1 个参数 ˆ0, ˆ1, ˆ2, , ˆk 的表达式，即得到了参数的最小 二乘估计量；将样本数据代入到这些表达式中，即可 计算出参数的最小二乘估计值。
该样本回归模型与总体回归模型相对应，其中残差 ei Yi Yˆi 可看成是总体回归模型中随机误差项 i 的 估计值。
2、多元线性回归模型的几种形式： 上述几种形式的矩阵表达式： 将多元线性总体回归模型 (3.1) 式表示的 n 个随机方 程写成方程组的形式，有：
Y1 0 1 X11 2 X 21 .Y.2.........0.......1.X...1.2........2.X...2.2. Yn 0 1 X1n 2 X 2n
ˆ0, ˆ1, ˆ2, , ˆk 是总体参数真值的最佳线性无偏估计 量（ BLUE ）；即高斯—马尔可夫定理 (GaussMarkov theorem)。
计量经济学复习要点185782
计量经济学复习要点参考教材：伍德里奇 《计量经济学导论》第1章 绪论数据类型：截面、时间序列、面板用数据度量因果效应，其他条件不变的概念习题：C1、C2第2章 简单线性回归回归分析的基本概念，常用术语现代意义的回归是一个被解释变量对若干个解释变量依存关系的研究，回归的实质是由固定的解释变量去估计被解释变量的平均值。
简单线性回归模型是只有一个解释变量的线性回归模型。
回归中的四个重要概念1.总体回归模型（Population Regression Model ，PRM)--代表了总体变量间的真实关系。
t t t u x y ++=10ββ2.总体回归函数（Population Regression Function ，PRF ）--代表了总体变量间的依存规律。
t t x y E 10)(ββ+=3.样本回归函数（Sample Regression Function ，SRF ）--代表了样本显示的变量关系。
tt t e x y ++=10ˆˆββ4.样本回归模型（Sample Regression Model ，SRM ）---代表了样本显示的变量依存规律。
tt x y 10ˆˆˆββ+= 总体回归模型与样本回归模型的主要区别是：①描述的对象不同。
总体回归模型描述总体中变量y 与x 的相互关系，而样本回归模型描述所关的样本中变量y 与x 的相互关系。
②建立模型的依据不同。
总体回归模型是依据总体全部观测资料建立的，样本回归模型是依据样本观测资料建立的。
③模型性质不同。
总体回归模型不是随机模型，而样本回归模型是一个随机模型，它随样本的改变而改变。
总体回归模型与样本回归模型的联系是：样本回归模型是总体回归模型的一个估计式，之所以建立样本回归模型，目的是用来估计总体回归模型。
线性回归的含义线性：被解释变量是关于参数的线性函数（可以不是解释变量的线性函数）线性回归模型的基本假设简单线性回归的基本假定：对模型和变量的假定、对随机扰动项u 的假定（零均值假定、同方差假定、无自相关假定、随机扰动与解释变量不相关假定、正态性假定）普通最小二乘法（原理、推导）最小二乘法估计参数的原则是以“残差平方和最小”。
计量经济学4多元回归分析推断
计量经济学：多元回归分析推断引言多元回归分析是计量经济学中常用的一种分析方法，用于探究多个自变量对一个因变量的影响关系。
本文将介绍多元回归分析的基本概念和原理，并且解释如何使用多元回归分析进行推断。
多元回归模型多元回归模型可以表示为：multivariate_regression_model其中，Y是因变量，表示我们想要解释的变量；X1, X2, …, Xk是自变量，表示对因变量有可能影响的变量；β0, β1, β2, …, βk是回归系数，表示自变量对因变量的影响程度；ε是误差项，表示我们未能观测到的其他影响因素。
多元回归模型的目标是通过估计回归系数，来解释因变量与自变量之间的关系，并且用这个模型进行推断。
多元回归模型的估计多元回归模型的估计可以使用最小二乘法进行。
最小二乘法的基本思想是，通过最小化因变量Y与预测值Y_hat之间的平方差，来求解回归系数的估计值。
最小二乘法估计的求解过程，可以用矩阵表示如下：multivariate_regression_estimation其中，X是自变量的矩阵，Y是因变量的向量，X T表示X的转置，(-1)表示矩阵的逆运算。
多元回归的推断多元回归模型的估计结果可以用于进行推断。
对回归系数进行假设检验，可以判断自变量对因变量是否有显著影响。
常用的假设检验有以下几种：1. 假设检验回归系数是否等于零：用于判断自变量是否对因变量有显著影响。
2. 假设检验回归系数是否等于某个特定值：用于判断自变量对因变量的影响是否等于某个理论值。
3. 假设检验多个回归系数是否同时等于零：用于判断自变量组合的整体影响是否显著。
假设检验的结果通常使用P值进行解释。
如果P值小于预先设定的显著性水平（通常为0.05），则拒绝原假设，认为回归系数是显著不等于零的。
多元回归的解释力度除了进行推断以外，多元回归模型还可以用于解释因变量的变异程度。
通过计算决定系数（R-squared），可以评估自变量对因变量的解释力度。
计量经济学复习要点144156
计量经济学复习要点第1章 绪论数据类型：截面、时间序列、面板用数据度量因果效应，其他条件不变的概念 习题：C1、C2第2章 简单线性回归回归分析的基本概念，常用术语现代意义的回归是一个被解释变量对若干个解释变量依存关系的研究，回归的实质是由固定的解释变量去估计被解释变量的平均值。
简单线性回归模型是只有一个解释变量的线性回归模型。
回归中的四个重要概念1. 总体回归模型（Population Regression Model ，PRM)t t t u x y ++=10ββ--代表了总体变量间的真实关系。
2. 总体回归函数（Population Regression Function ，PRF ）t t x y E 10)(ββ+=--代表了总体变量间的依存规律。
3. 样本回归函数（Sample Regression Function ，SRF ）tt t e x y ++=10ˆˆββ--代表了样本显示的变量关系。
4. 样本回归模型（Sample Regression Model ，SRM ）tt x y 10ˆˆˆββ+=---代表了样本显示的变量依存规律。
总体回归模型与样本回归模型的主要区别是：①描述的对象不同。
总体回归模型描述总体中变量y 与x 的相互关系，而样本回归模型描述所关的样本中变量y 与x 的相互关系。
②建立模型的依据不同。
总体回归模型是依据总体全部观测资料建立的，样本回归模型是依据样本观测资料建立的。
③模型性质不同。
总体回归模型不是随机模型，而样本回归模型是一个随机模型，它随样本的改变而改变。
总体回归模型与样本回归模型的联系是：样本回归模型是总体回归模型的一个估计式，之所以建立样本回归模型，目的是用来估计总体回归模型。
线性回归的含义线性：被解释变量是关于参数的线性函数（可以不是解释变量的线性函数） 线性回归模型的基本假设简单线性回归的基本假定：对模型和变量的假定、对随机扰动项u 的假定（零均值假定、同方差假定、无自相关假定、随机扰动与解释变量不相关假定、正态性假定） 普通最小二乘法（原理、推导）最小二乘法估计参数的原则是以“残差平方和最小”。
伍德里奇《计量经济学导论》(第6版)复习笔记和课后习题详解-第一篇(第4~6章)【圣才出品】
型中未知参数的个数（即 k 个斜率参数和截距β0）。
∧
∧
t 统计量服从 t 分布而不是标准正态分布的原因是 se（βj）中的常数σ已经被随机变量σ
所取代。t
∧
∧
统计量的计算公式可写成标准正态随机变量（βj－βj）/sd（βj）与
σ∧ 2/σ2
的平方
根之比，可以证明二者是独立的；而且（n－k－1）σ∧ 2/σ2～χ2n－k－1。于是根据 t 随机变量
有一个联合正态分布。
考点二：单个总体参数检验：t 检验 ★★★★
1．总体回归函数 总体模型的形式为：y＝β0＋β1x1＋…＋βkxk＋u。假定该模型满足 CLM 假定，βj 的 OLS 量是无偏的。
2．定理 4.2：标准化估计量的 t 分布
∧
∧
在 CLM 假定 MLR.1～MLR.6 下，（βj－βj）/se（βj）～tn－k－1，其中，k＋1 是总体模
定理 4.1（正态抽样分布）：在 CLM 假定 MLR.1～MLR.6 下，以自变量的样本值为条
∧
∧
∧
∧
件，有：βj～Normal（βj，Var（βj））。将正态分布函数标准化可得：（βj－βj）/sd（βj）～
Normal（0，1）。
1 / 89
∧
∧
∧
∧
注：β1，β2，…，βk 的任何线性组合也都符合正态分布，且 βj 的任何一个子集也都具
1．对排除性约束的检验 对排除性约束的检验是指检验一组自变量是否对因变量都没有影响，该检验不适用于不 同因变量的检验。F 统计量通常对检验一组变量的排除有用处，特别是当变量高度相关的时 候。 含有 k 个自变量的不受约束模型为：y＝β0＋β1x1＋…＋βkxk＋u，其中参数有 k＋1 个。 假设有 q 个排除性约束要检验，且这 q 个变量是自变量中的最后 q 个：xk－q＋1，…，xk，则 受约束模型为：y＝β0＋β1x1＋…＋βk－qxk－q＋u。 虚拟假设为 H0：βk－q＋1＝0，…，βk＝0，对立假设是列出的参数至少有一个不为零。 定义 F 统计量为 F＝[（SSRr－SSRur）/q]/[SSRur/（n－k－1）]。其中，SSRr 是受约束模型 的残差平方和，SSRur 是不受约束模型的残差平方和。由于 SSRr 不可能比 SSRur 小，所以 F 统计量总是非负的。q＝dfr－dfur，即 q 是受约束模型与不受约束模型的自由度之差，也是 约束条件的个数。n－k－1＝分母自由度＝dfur，且 F 的分母恰好就是不受约束模型中σ2＝ Var（u）的一个无偏估计量。 假设 CLM 假定成立，在 H0 下 F 统计量服从自由度为（q，n－k－1）的 F 分布，即 F～ Fq，n－k－1。如果 F 值大于显著性水平下的临界值，则拒绝 H0 而支持 H1。当拒绝 H0 时，就 说，xk－q＋1，…，xk 在适当的显著性水平上是联合统计显著的（或联合显著）。
计量经济学复习题(含答案)
uˆ u 是随机误差项 i
的一个近似(估计值)。
i
2、总体回归函数给出了与自变量每个取值相对应的因变量的值。
答：错误。总体回归函数给出了在解释变量给定条件下被解释变量的 条件均值。
3、线性回归模型意味着模型变量是线性的。
答：错误。线性回归模型是指所建立的模型中回归系数为线性。而其 中的解释变量和被解释变量不一定是线性的。
当虚拟假设
H0 :被拒j 绝0时，就称
x 是统计显著的。 j
2.2判断正误并说明理由。
(1)OLS就是使误差平方和最小化的估计过程。 答：错误。 其最小化的是残差平方和，即最小化
n
uˆi2
i 1
(2)高斯—马尔可夫定理是OLS的理论依据。 答：正确。
(3)在双变量回归模型中，若扰动项 服
1.3讨论；“既然不能观察到总体回归函数，为什么还要研究它呢？”
答：就像经济理论中的完全竞争模型一样，总体回归函数也是一个理 论化的、理想化的模型，在现实中很难得到。但是这样一个理想化的 模型有助于我们把握所研究问题的本质。
1.4判断正误并说明理由。
1、随机误差项与残差项是一回事。
答：错误。残差项
分离差平方和，即
n
SSR ( yi yˆi )2 i 1
(10)判定系数： 它衡量了解释变量解释的那部分离差平方和占被解释变量总离差平方
和的比例。即，
R2 SSE SST
(11)BLUE：
称为最佳线性无偏估计量，即该估计量是无偏估计量，且在所有的无 偏估计量中其方差最小。
(12)t检验： 基于t分布的条件假设检验过程。
第二部分 简单线性回归模型：假设检验
2.1 解释概念
(1)最小二乘法；(2)OLS估计量；(3)估计量的方 差；(4)估计量的标准误；(5)同方差性；(6)异方 差性；(7)自相关；(8)总平方和(SST)；(9)解释平 方和(SSE);(10)残差平方和(SSR)；(11)判定系数 ;(12)估计值的标准误；(13)BLUE；
计量经济学(2012B)(第二章多元线性回归)详解
2 2i
n
n
2 i
i ( yi ˆ1x1i ˆ2 x2i )
i 1
i 1
n
i yi
n
(
y
ˆ x
ˆ x
) y
i1
i
1 1i
2 2i
i
i 1
n
y 2
(ˆ
n
x
y
ˆ
n
x
y )
i1
i
1 i1 1i i
2 i1 2 i i
TSS ESS
2.5 单个回归参数的置信区间 与显著性检验
一、置信区间
H (4)
的拒绝域为：
0
F F (2, n 3)
(5) 推断：若
F F (2, n 3)
，则拒绝 H ， 0
认为回归参数整体显著；
H 若 F F (2, n 3)
，则接受
，
0
认为回归参数整体上不显著。
回归结果的综合表示
yˆi 0.0905 0.426x1i 0.0084x2i
Sˆj : 或 t:
模型的估计效果. (5) 拟合优度与F 检验中的 F 统计量的关系是什么?这两个
量在评价二元线性回归模型的估计效果上有何区别? (6) 试比较一元线性回归与二元线性回归的回归误差,哪
个拟合的效果更好?
应用：
（1）预测当累计饲料投入为 20磅时，鸡的平均
重量是多少？ yˆ 5.2415 f
（磅）
（2）对于二元线性回归方程，求饲料投入的边际生产率？
(0.1527) (0.0439)
(0.5928) (9.6989)
(0.0027) (3.1550)
R2 0.9855, R2 0.9831 ， F 408.9551
伍德里奇计量经济学课件 (13)
bˆ
j
bj
ˆ ~ Normal0,1 sd b j
ˆ 服从正态分布，因为它是误差的线性组合 b j
Introductory Econometrics 19 of 94
定理4.1 正态样本分布
n
ˆ ,b ˆ ,..., b ˆ 的任意线性组合服 可以扩展定理4.1。 b 0 1 k ˆ ,b ˆ ,..., b ˆ 任意子集服从联合正态。 从正态分布， b 0 1 k
j
ˆ b j
ˆ se b j
Introductory Econometrics 30 of 94
然后利用t统计量和拒绝条件来决定是否接受零假设，H 0
The t Test (cont)
n n n
ˆ 相对0偏离了多少个估计的标 t统计量 t bˆ 度量了估计值 b j j 准离差。 ˆ ˆ 它的符号与 b j 相同 b j 注意我们检验的是关于总体参数的假设，而不是关于来 自某一特定样本的估计值的假设。
~ tn k 1
ˆ 2来估计 2。 注意这是一个 t 分布，因为我们要用 注意自由度：n k 1
Introductory Econometrics 28 of 94
t检验
知道标准化估计量的样本分布后，便可以 进行假设检验 n 由零假设出发 n 例如， H0: bj=0 n 如果接受零假设，则认为控制x其它分量 后， xj对y没有边际影响。
9 of 94
大数定律
n n
大数定律：在一般情形下，当样本量充分大时， 样本均值将以很高的概率逼近总体均值。 本课中，为了应用大数定律，我们假设y为独立 同分布具有有限方差的随机取样。
四计量经济学多变量回归分析模型
n
2
Min[Yi ( 0 1 X 1i ... p X pi )]
i 1
n
^
^
^
2
• 根据最 小二乘原 理，参数 估计值应 该是右列 方程组的 解
ˆ 0 ˆ 1 ˆ 2 ˆ k
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X ˆ Y i 0 1 1i 2 2i ki Ki
2 ˆ Q e (Yi Yi ) i 1 2 i i 1 n n
i=1,2…n
其 中
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X )) (Yi ( 0 1 1i 2 2i k ki
1 Y1 X 1n Y2 Y X kn n
0 1 β 2 k
X 11 X 12 X 1n
X 21 X X kn n ( k 1 )
( k 1 )1
1 μ 2 n n 1
用来估计总体回归函数的样本回归函数为：
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X ˆ Y i 0 1 1i 2 2i ki ki
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X e 其随机表示式: Yi 0 1 1i 2 2i ki ki i
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。
表示：各变量X值固定时Y的平均响应。
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。
计量经济学导论第四版第一章
第三篇 高深专题探讨
■ 第十三章 跨时横截面的混合：简单面板 数据方法
■ 第十四章 高深的面板数据方法
5 ■ 第十六章 联立方程模型
第一章：计量经济学的性质 与经济数据
什么是计量经济学 经验经济分析的步骤 经济数据的结构
计量经济分析中的因果关系和其他条件 不变的概念
6
什么是计量经济学
计量经济学的用处
■ 检验经济模型 ■ 解释经济人的行为 ■ 政策制定
非实验数据与实验数据
■ 非实验数据（nonexperimental data） ■ 实验数据（experimental data）
7
经验经济分析的步骤
经验分析（empirical analysis）
■ 定义：利用数据来检验某个理论或者估计某 种关系
12336
185808.6 184937.4 22420.0 87598.1 77230.8 10367.3 74919.3
14185
217522.7 216314.4 24040.0 103719.5 91310.9 12408.6 88554.9
16500
267763.7 265810.3 316228.8 314045.4 343464.7 340506.9
2012 邢恩泉
20
计量经济分析中的因果关系和 其他条件不变的概念
因果效应
■ 经济学家的目标就是要推定一个变量对另一 个变量具有因果关系
其他条件不变
■ 在因果关系中，其他条件不变是具有重要作 用的
21
5
12
5
1
0
9
3.6
12
26
1
0
10
18.18
计量经济学复习笔记（四）：多元线性回归
计量经济学复习笔记（四）：多元线性回归⼀元线性回归的解释变量只有⼀个，但是实际的模型往往没有这么简单，影响⼀个变量的因素可能有成百上千个。
我们会希望线性回归模型中能够考虑到这些所有的因素，⾃然就不能再⽤⼀元线性回归，⽽应该将其升级为多元线性回归。
但是，有了⼀元线性回归的基础，讨论多元线性回归可以说是轻⽽易举。
另外我们没必要分别讨论⼆元、三元等具体个数变量的回归问题，因为在线性代数的帮助下，我们能够统⼀讨论对任何解释变量个数的回归问题。
1、多元线性回归模型的系数求解多元线性回归模型是⽤k 个解释变量X 1,⋯,X k 对被解释变量Y 进⾏线性拟合的模型，每⼀个解释变量X i 之前有⼀个回归系数βi ，同时还应具有常数项β0，可以视为与常数X 0=1相乘，所以多元线性回归模型为Y =β0X 0+β1X 1+β2X 2+⋯+βk X k +µ,这⾥的µ依然是随机误差项。
从线性回归模型中抽取n 个样本构成n 个观测，排列起来就是Y 1=β0X 10+β1X 11+β2X 12+⋯+βk X 1k +µ1,Y 2=β0X 20+β1X 21+β2X 22+⋯+βk X 2k +µ2,⋮Y n =β0X n 0+β1X n 1+β2X n 2+⋯+βk X nk +µn .其中X 10=X 20=⋯=X n 0=1。
⼤型⽅程组我们会使⽤矩阵表⽰，所以引⼊如下的矩阵记号。
Y =Y 1Y 2⋮Y n,β=β0β1β2⋮βk,µ=µ1µ2⋮µn.X =X 10X 11X 12⋯X 1k X 20X 21X 22⋯X 2k ⋮⋮⋮⋮X n 0X n 1X n 2⋯X nk.在这些矩阵表⽰中注意⼏点：⾸先，Y 和µ在矩阵表⽰式中都是n 维列向量，与样本容量等长，在线性回归模型中Y ,µ是随机变量，⽽在矩阵表⽰中它们是随机向量，尽管我们不在表⽰形式上加以区分，但我们应该根据上下⽂明确它们到底是什么意义；β是k +1维列向量，其长度与Y ,µ没有关系，这是因为β是依赖于变量个数的，并且加上了对应于常数项的系数（截距项）β0；最后，X 是数据矩阵，且第⼀列都是1。
伍德里奇《计量经济学导论》(第5版)笔记和课后习题详解(第4~6章)【圣才出品】
伍德里奇《计量经济学导论》（第5版）笔记和课后习题详解第4章多元回归分析：推断4.1复习笔记一、OLS 估计量的抽样分布1．假定MLR.6（正态性）总体误差u 独立于解释变量12 k x x x ，，…，，而且服从均值为零和方差为2σ的正态分布：()2Normal 0 u σ～，。
2．经典线性模型就横截面回归中的应用而言，从假定MLR.1～MLR.6这六个假定被称为经典线性模型假定。
将这六个假定下的模型称为经典线性模型（CLM）。
在CLM 假定下，OLS 估计量01ˆˆˆ kβββ，，…，比在高斯—马尔可夫假定下具有更强的效率性质。
可以证明，OLS 估计量是最小方差无偏估计，即在所有的无偏估计中，OLS 具有最小的方差。
总结CLM 总体假定的一种简洁方法是：()201122|Normal k k y x x x x ββββσ++++～…，误差项的正态性导致OLS 估计量的正态抽样分布。
3．用中心极限定理去推导u 的分布的缺陷（1）虽然u 是影响y 而又观测不到的众多因素之和，且各因素可能各有极为不同的总体分布，但中心极限定理（CLT）在这些情形下仍成立。
正态近似的效果取决于u 中有多少因素，以及u 中包含因素分布的差异。
（2）更严重的问题是，正态近似假定所有不可观测因素都以独立而可加的方式影响着Y。
因此如果u 是不可观测因素的一个复杂函数，那么CLT 论证并不真正适用。
4．误差项的正态性导致OLS 估计量的正态抽样分布定理4.1：正态抽样分布在CLM 假定MLR.1～MLR.6下，以自变量的样本值为条件，有：()ˆˆ~Normal Var j j j βββ⎡⎤⎣⎦，因此()()()ˆˆ/sd ~Normal 0 1j j j βββ-，注：除ˆj β服从正态分布外，01ˆˆˆ k βββ，，…，的任何线性组合也都是正态分布，而且ˆjβ的任何一个子集也都具有一个联合正态分布。
二、检验对单个总体参数的假设：t 检验1．总体回归函数总体模型可写作：11o k k y x x uβββ=++⋯++假定它满足CLM 假定，OLS 得到j β的无偏估计量。
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1.701
拒绝域
Example：小时工资方程
ˆ ) 0.284 0.092educ 0.0041exp er 0.022tenure log( wage (0.104) (0.007) n 526, R 0.316
2
(0.0017)
(0.003)
标准误
ˆ ? H0 : exp er 0 ? H 0 : 0.0041 0
4.2.3 双侧对立假设
H1 : j 0 (4.12)
当经济理论（或常识）没有很好的说明j的 符号时，这是一个恰当的对立假设。即便知 道j在对立假设中的符号，采取双侧检验也 是明智的——避免根据回归方程中参数估计 值来提出对立假设。
双尾检验的拒绝法则：
tˆ c
j
(4.13)
如果在5%的显著性水平上拒绝H0并支持H1，则称 xj是统计显著的，否则称xj是统计上不显著的。
随着t分布的自由度逐渐变大，t分布会 接近标准的正态分布——df大于120， 就可以使用标准正态分布的临界值。
例子：5%的显著性水平，df=n-k-1=28，临 界值c=1.701
面积 =0.05
0
在显著性水 平是1%时 统计上显著
在显著性水 平是5%时 统计上不显著
小结：t统计量检验显著性原理
如果H0成立， P{｜t｜>t /2}＝ {｜t｜>t /2}是小 概率事件，如果该事 件在一次抽样中就出 现，说明假设H0值得 怀疑，应当拒绝H0
／ 2
／ 2
0
-t／2
拒绝H0
是总体未知的特征， 而且永远不会确定的 知道它们。但可以做 出假设，然后通过统 计推断来检验假设
4.2.1 定理及概念
定理 4.2 标准化估计量的t分布
在经典线性模型假定下，有
式中，k+1为总体模型中未知参数的个数。
证明：
正态分布：Y~N(μ,σ2)
标准正态分布：Z=（Y-μ）/σ~N(0,1) χ2分布：X=∑Zi2~χn2
5%的显著性水平，df=25, c=2.06
面积 =0.025
面积 =0.025
拒绝域
-2.06
0
2.06
拒绝域
Example：大学GPA的决定因素
因变量：大学GPA (colGPA)；自变量：高中GPA (hsGPA)，大学能力测验分数(ACT)，每周缺课次 数(skipped)
ˆ 1.39 0.412hsGPA 0.015 ACT 0.083skippped colGPA (0.33) (0.094)
0.954 (1) t 0.393 <c 0.117
如此小的t统计量，几乎不需要看t分布中的临界值： 即使在很大的显著性水平上，估计的弹性也不会显著的异于-1。
4.2.5 计算t检验的P值
使用经典方法进行假设检验，需要选择一个 显著性水平。给定t统计量的观测值，能拒 绝虚拟假设的最小显著性水平是多少——这 个水平被称为检验的p值
虚拟假设：
H0 : j 0 (4.6)
兴趣所在。又叫 原假设，零假设
意味着控制了其他自变量后， xj对y没有任何局部效应。
回顾统计学中给出的正态总体的均值的假设检验 t统计量（或t比率） ˆ j tˆ j ˆ ) se( j
软件会给出
(4.7)
备择假设
4.2.2对立假设:单侧对立假设
2
(0.011)
(0.026)
n 141, R 0.234
双尾检验：5%的显著性水平，c=1.96；1% 的显著性水平，c=2.58
t hsGPA 0.412 / 0.094 4.38 2.58 t ACT 0.015 / 0.011 1.36 1.96 t skipped 0.083 / 0.026 3.19 2.58
df=404，在5%的显著性水平上，临界值为-1.65
不能拒 绝H0
tˆ
enroll
0.00020 / 0.00022 0.91 >-1.65
实际上在15%的显著性水平上，c=-1.04<-0.91 也不能拒绝虚拟假设
习题4.1
变化函数形式：自变量取log
ˆ 10 207.66 21.16log(inc) 3.98log( staff ) 1.29log(enroll ) math (48.70) (4.06) (4.19) (0.69)
log( price) 0 1 log(nox) 2 log(dist ) 3rooms 4 stratio u
H 0 : 1 1 H1 : 1 1
ˆ ) 11.08 0.954log( nox) 0.134log( dist ) 0.255rooms 0.052 stratio log( price (0.32) (0.117) (0.043) (0.019) (0.006) n 506, R 2 0.581
拒绝法则：
(4.10)
tˆ c
j
(4.11)
t分布只报告正值，c一定为 正值，故-c一定为负值。
例子 5%的显著性水平，df=18，临界值c=1.734
面积 =0.05
拒绝域
-1.734
0
Example：学生表现与学校规模
一种观点认为，在所有其它条件相同的情况下， 小学校的学生比大学校的学生的情况更好些。
其中，SSTj为xj的总样本变异 SST j ( xij x j ) 2 因此，
i 1 n
ˆ ) / sd ( ˆ ) ~ N (0,1) ( j j j
证明：（仅证明β 1）
ˆ 1
rˆ y
i 1 n 2 ˆ r i1 i 1
n
i1 i
ˆi1ui 1 r
t ／ 2
拒绝H0
bj
接受H0
检验步骤
（1）计算 | t | （2）查表求临界值 t／2(n-k-1) （3）比较，下结论
如果 | t | ≤t／2 ，则接受H0，认为在显著性水 平为的意义下， βj 不显著； 如果| t | ＞t／2 ，则拒绝 H0，认为在显著性水 平为的意义下， βj 显著。
t分布：
F分布：
~tn
~Fk1，k2
ˆ ) / sd ( ˆ ) ~ N (0,1) ( j j j
SSR
2
s ˆ 2 s
ˆ ˆ s
2
~
2 n2
SSR ~ tn2 2 s ( n 2)
SSTx ~ tn2
SSTx
所谓假设检验，就是事先对总体参数或总 体分布形式作出一个假设，然后利用样本信 息来判断原假设是否合理，即判断样本信息 与原假设是否有显著差异，从而决定是否接 受或否定原假设。 假设检验采用的逻辑推理方法是反证法。 先假定原假设正确，然后根据样本信息， 观察由此假设而导致的结果是否合理，从而 判断是否接受原假设。 判断结果合理与否，是基于“小概率事件 不易发生”这一原理的。
math10 0 1inc 2 staff 3enroll u
学生通同过 密歇根教学 评价委员会 标准化十分 制数学测验 的百分比， 用来衡量学 生表现
年均 教师 工资
每千名 学生拥 有的教 职工人 数
学生注册 人数，用 来衡量学 生规模
ˆ 10 2.274 0.00046inc 0.048 staff 0.00020enroll math (6.113) (0.00010) (0.040) (0.00022) n 408, R 2 0.0541
H1 : j 0 (4.8)
并不是不关心j<0 的情形——只是基 于经济理论，对于 该研究，排除了 j<0的可能
临界值——根据显著 性水平和自由度决定 （查表可得G.2）
拒绝法则： 在 t
ˆ j
c
(4.9)
时，H0在某一显著性水平上被拒绝并支持H1
在虚拟假设正确时，
错误拒绝它的概率
{ }中的任何一个子集也都具有联合正态 分布。
4.2 检验对单个总体参数的假设：t检验
对总体模型中的某个参数的假设进行检验 总体模型： 假设它满足经典
y 0 1 x1 2 x2 k xk u
线性模型假定
(4.4)
研究如何检验那些有关某个特定的j的假设。
u ~ N (0, s )
2
4.1.2 经典线性模型假定
高斯—马尔科夫假定与正态分布假定一起被 称为经典线性模型假定
对参数而言为线性； 随机抽样性；条件均 值为0；不存在完全 共线性；同方差性 经典线性模型
总结经典线性模型假定的一种简洁方法：
在实际应用中，误差不一定具有正态性
例子：考虑劳动力市场上，工资与教育、 工作经历、在现任工作的任职年限的关系ຫໍສະໝຸດ 4.1 OLS估计量的抽样分布
已经了解了OLS估计量的期望值和方差—— 有助描述OLS估计量的精密度 要进行统计推断，还需要知道估计量的抽样 分布
4.1.1 正态性假定
样本中自变量的值既定，因而OLS估计量 的抽样分布取决于误差分布 假定MLR.6 正态性 总体误差u独立于解释变量x1，x2，…，xk， 而且服从均值为零，方差为s2的正态分布：
H 0 : exp er 0 H 1 : exp er 0
tˆ
exp er
0.0041/ 0.0017 2.41
df=522，使用标准正态分布的临界值：1%的显著性水 平，c=2.326
在1%的显著性水平上是统计显著大于0的
参数小于0的单侧对立假设
H1 : j 0