回归模型的统计检验
第2章3一元线性回归模型的统计检验
Std. Error t-Statistic
98.40598 -1.048429 0.042485 18.28900
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
2、变量的显著性检验
我们先来构造用于变量显著性检验的检验统计量。 (补充)
对于一元线性回归方程，我们已经知道
ˆ1 ~ N(1,
2
)
xi2
另外，可以证明（参见周纪芗《回归分析》P14）：
（1） （2）
ei2 ~ 2 n 2
2
ˆ1与 ei2独立
于是，可以构造如下统计量：
ˆ1 1
t
2
R2越接近1，说明实际观测点离样本回归线越 近，拟合优度越高。
在实际计算可决系数时，在 ˆ1 已经估计出后：
R2
yˆi2 yi2
ˆ12
xi2 yi2
在例2.2.1（P34-35）的可支配收入－消费支出例子中，
R2 ˆ12
xi2 yi2
(0.777)2 7425000 0.9766 4590020
• 换句话说，一个几乎不可能发生的小概率事 件（“检验统计量的样本值落入拒绝域”） 在一次试验中就发生了，这违背了小概率事 件原理，也就意味着导致了一个不合理的结 果。
显著性检验的步骤： (★)
（1）提出原假设H0和备择假设H1； （2）计算检验统计量的样本值； （3）确定临界值和拒绝域； （4）下结论。
Std. Error t-Statistic
Prob.1.3495Fra bibliotek8 0.217507
回归模型的统计检验
分布。 F 统计量服从自由度为 ( k , n − k − 1) 的 F 分布。选定 分布表（见本书附录） 一个显著性水平 α ，查 F 分布表（见本书附录） ， 可以得到一个临界值 Fα ( k , n − k − 1) 。
F检验与R2的关系
根据二者关系，有需注意的几个问题： ⑴F检验实际上也是判定系数的显著性检验。 ⑵如果模型对样本有较高的拟合优度，F检 验一般都能通过。 ⑶实际应用中不必过分苛求R2值的大小， 重要的是考察模型的经济意义是否合理。
∑ x ∑ x − (∑ x x ) ∑ x σˆ ∑ x ∑ x − (∑ x x )
2 1 2 2 1 2 2 1 2 2 1 2 2 1 2
2 x2 σ 2 ∑ ˆ
2
2
然后根据样本观测值和估计值，构造计算统计量： 然后根据样本观测值和估计值，构造计算统计量：
ˆ βi − βi t= ˆ S βi
ˆ ˆ ∑(y − y) = ∑ (y − y) + ∑ (y − y )
2 2 i i i i 2
y
yi
ei
yi − y
ˆ ( yi − y )
SRF
y
xi
x
TSS = Σ ( y i − y ) 2 ˆ ESS = Σ ( y i − y ) 2 ˆ RSS = Σ ( y i − y i ) 2
拟合优度检验统计量：可决系数( 2、拟合优度检验统计量：可决系数(判
定系数) 定系数)R2和校正可决系数 R2
（1）可决系数 ）
R 2 进行拟合优度检验，可决系 用可决系数 进行拟合优度检验，
数的计算公式为： 数的计算公式为：
( yi − y )2 ∑ˆ 2 R = ( yi − y )2 ∑
一元线性回归模型的统计检验
3. 怎样进行拟合优度检验 （1）总离差平方和的分解 已知有一组样本观测值( Xi ,Yi )(i 1, 2, , n)，得到 如下样本回归直线：
Yˆi ˆ0 ˆ1Xi
Y的第i个观测值与样本均值的离差yi Yi Y 可分 解为两部分之和：
yi Yi Y Yi Yˆi Yˆi Y ei yˆi (1)
规则：p值越小，越能拒绝原假设H0.
三、回归系数的置信区间
对参数作出的点估计虽然是无偏估计，但一 次抽样它并不一定等于真实值，所以需要找到包 含真实参数的一个范围，并确定这个范围包含参 数真实值的可靠程度。
在变量的显著性检验中已经知道：
t ˆi i ~ t(n 2) i=0,1
Sˆi
给出置信度1，查自由度为(n 2)的t分布表，
假设检验的步骤： （1）提出原假设和备择假设； （2）根据已知条件选择检验统计量； （3）根据显著性水平确定拒绝域或临界值； （4）计算出统计量的样本值并作出判断。
（2）变量的显著性检验
对于最小二乘估计量ˆ1，已经知道它服从正态分布
ˆ1 ~ N(1,
2
xi2 )
由于真实的 2未知，在用它的无偏估计量ˆ 2
在上述收入——消费支出的例子中，如果给定
=0.01，查表得：
t 2 (n 2) t0.005 (8) 3.355
由于
Sˆ1 0.042
Sˆ0 98.41
于是，计算得到1、0的置信区间分别为：
(0.6345,0.9195)
(-433.32,226.98)
则
TSS RSS ESS
Y的观测值围绕其均值的总离差可分解为两部 分：一部分来自回归线(RSS)，另一部分则来自随 机势力(ESS)。因此，我们可以用回归平方和RSS 占Y的总离差平方和TSS的比例来度量样本回归线 与样本观测值的拟合优度。
试谈回归模型的统计检验
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
F ESS / k RSS /(n k 1)
回归分析是要判断解释变量X是否是被解释 变量Y的一个显著性的影响因素。
在一元线性模型中，就是要判断X是否对Y 具有显著的线性性影响。这就需要进行变量的 显著性检验。
变量的显著性检验所应用的方法是数理统计学 中的假设检验。
计量经计学中，主要是针对变量的参数真值是 否为零来进行显著性检验的。
1、假设检验
因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
由于可以证明: Cov(βˆ ) 2 (XX)1
以cii表示矩阵(X’X)-1 主对角线上的第i个元素， 于是参数估计量的方差为：
试谈回归模型的统计检 验
2021年8月6日星期五
第三节 回归模型的统计检验
一、模型的拟合优度检验 二、模型的显著性检验 三、解释变量的显著性检验
利用样本数据估计得到的样本回归方程, 只是对总体回归方程的一个近似估计模型 是否能确切反映经济变量间的相互关系还 需要进行检验.
回归分析中主要是通过一些统计检验 方法来保证模型在统计意义上的可靠性.
❖ 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。
一元线性回归模型的统计检验
预测分析
学习如何对新数据进行预测，进行误差分析，并利用置信区间来评估预测的 准确性。
模型选择
学习方差分析、逐步回归和信息准则等方法，探讨如何选择最佳的一元线性 回归模型。
实例分析
通过应用案例深入理解一元线性回归模型的统计检验，展示实际数据的应用和模型的术论文和研究报告等参考文献，帮助学习者进一步深入研 究一元线性回归模型的统计检验。
参数估计
掌握OLS估计法，解释回归系数的含义，了解拟合优度，并且能够根据参数估计法对一元线性回归模型 进行参数的估计。
模型检验
进行残差分析，检验模型是否符合要求，学习诊断性检验，发现模型中的问题并作出相应的调整。
显著性检验
学习t检验、p值和显著性水平的概念，了解在一元线性回归模型中如何进行 显著性检验。
一元线性回归模型的统计 检验
了解一元线性回归模型的统计检验。包括定义与介绍，相关理论，假设检验， 样本数据，参数估计，模型检验，显著性检验，预测分析，模型选择，实例 分析。
相关理论
了解线性回归方程、残差、误差、相关系数等相关理论，掌握它们在一元线性回归模型中的含义和应用。
样本数据
学习数据的收集、处理和描述，实现对一元线性回归模型的数据样本分析， 为后续的参数估计和模型检验打下基础。
Q& A
解答学生对于一元线性回归模型的统计检验相关问题，确保学生对所学内容的充分理解。
总结
对本次PPT的主要内容进行概括，总结重点和难点，帮助学习者回顾和巩固所 学知识。
答疑环节
解答学生在本次PPT学习中的遗留问题和疑惑，确保学生能够全面理解一元线 性回归模型的统计检验。
多元回归模型参数的各种检验及相关关系总结
多元回归模型参数的各种检验及相关关系总结1.F检验：F检验用于判断整个回归模型是否显著，即自变量在一起解释因变量的效果是否显著。
通过计算回归模型的F统计量，然后与F分布进行比较，进行假设检验。
若F统计量显著，则拒绝原假设，即回归模型具有显著的解释效果。
2.t检验：t检验用于判断各个自变量的系数是否显著，即自变量对因变量是否有显著影响。
通过计算各个自变量的t统计量，然后与t分布进行比较，进行假设检验。
若t统计量显著，则拒绝原假设，即该自变量具有显著影响。
3.R方检验：R方是一个衡量回归模型拟合优度的指标，表示因变量的变异能够被自变量解释的比例。
R方的取值范围为0到1，越接近1表示模型对观测数据的拟合程度越好。
可以使用R方来判断模型是否拟合良好，但需要注意过高的R方可能意味着过拟合。
4.回归系数的置信区间：对回归模型的回归系数进行置信区间估计，判断回归系数是否显著。
如果回归系数的置信区间包含零，则不能拒绝原假设，即该回归系数不显著。
相反，如果回归系数的置信区间不包含零，则拒绝原假设，即该回归系数显著。
5. Durbin-Watson检验：Durbin-Watson检验用于检验回归模型自相关性的存在。
自相关性指的是误差项之间存在相关性。
Durbin-Watson检验的统计量为DW值，其取值范围为0到4，DW值接近2表示无自相关性，DW值小于2表示存在正自相关性，DW值大于2表示存在负自相关性。
各种参数检验之间存在一些相关关系1.R方与F检验：R方是回归模型拟合程度的评估指标，而F检验用于判断整个回归模型的显著性。
R方较高时，F统计量一般也较大，说明回归模型的解释效果显著。
2.回归系数与t检验：回归模型的回归系数用于表示自变量对因变量的影响程度，t检验用于判断回归系数是否显著。
当回归系数较大时，其对应的t统计量也较大，说明这个自变量对因变量有显著影响。
3.回归系数与置信区间：回归系数的置信区间反映了回归系数的不确定性。
§2.3 一元线性回归模型的统计检验
( β$i t α × s β$ , β$i + t α × s β$ )
2 i 2 i
在上述收入-消费支出例中，如果给定α =0.01， 在上述收入-消费支出例中，如果给定α =0.01， 收入 例中 查表得： 查表得：
t α (n 2) = t0.005 (8) = 3.355
2
1
由于
S β = 0.042
βi βi s β
i
~ t ( n 2)
P(tα < t < tα ) = 1α
2 2
即
P(t α <
2
β$i βi
s β$
i
< tα ) = 1 α
2
$ tα ×s <β <β +tα ×s ) =1α $ P(β $ $ i i i β β
2 i 2 i
(1- 的置信度下, (1-α)的置信度下, βi的置信区间是
可构造如下t 对于一元线性回归方程中的β0，可构造如下 统计量进行显著性检验： 统计量进行显著性检验：
t=
β0 β0 2 ∑Xi2 n∑xi2 σ
=
β0 Sβ
0
~ t(n 2)
在上述收入-消费支出例中，首先计算σ 在上述收入-消费支出例中，首先计算σ2的估计值 收入 例中
σ2 = ei2 ∑ n 2 = (yi y)2 β12 ∑(xi x)2 ∑ n 2 =13402
§2.3 一元线性回归模型的统 计检验
一、拟合优度检验 二、变量的显著性检验 三、参数的置信区间
一、拟合优度检验
含义： 含义：对样本回归直线与样本观测值之 间拟合程度的检验。 间拟合程度的检验。 指标：判定系数（可决系数） 指标：判定系数（可决系数）R2
计量经济学 )多元线性回归模型的统计检验
ˆ) 0 X i1 (Yi Y i
ˆ) 0 X i 2 (Yi Y i
… X (Y Y ˆ) 0 ik i i
所以 从而
ˆ )(Y ˆ Y ) 0 (Y Y
i i
ˆ ) 2 (Y ˆ Y )2 (Y Y ) (Y Y i i i i
解释的那部分离差的大小。
• 那么，TSS、ESS、RSS之间存在的如下关系：
总离差平方和 = 回归平方和 + 残差平方和
TSS
=
ESS
+
RSS
关于TSS=ESS+ RSS的证明过程（教材P73） 证明： 将TSS，即总离差平方和进行分解：
ˆ ) (Y ˆ Y )) 2 TSS (Y Y ) 2 ((Y Y
• 拟合优度检验：检验模型对样本观测值的拟合 程度。
• 在一元回归模型中，拟合优度检验是通过构造 一个可以表征拟合程度的统计量R2来实现。
• 在多元回归模型中，也可以用该统计量来衡量 样本回归线对样本观测值的拟合程度。
总离差平方和、回归平方和及残差平方和
• 定义
TSS (Y Y ) 2
i
2 ˆ y i
y
2 i
1
yi
ei
2 2
检验模型的拟合优度。 R2叫做多重可决系数，也简称为可决系数或判定系数。
毫无疑问，R2越接近于1，模型的拟合优度越高。 但是在应用过程中人们发现，如果在模型中增加一个解释变量， 那么模型的回归平方和随之增大，从而R2也随之增大。 这就给人一个错觉：要使模型拟合得好，就必须增加解释变量。 所以，用来检验拟合优度的统计量必须能够防止这种倾向。
说 明
多元线性回归模型的统计检验
2、t检验
设计原假设与备择假设：
H0：i=0 H1：i0
（i=1,2…k）
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(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。
注意：一元线性回归中，t检验与F检验一致
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(X’X)-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
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 R2 1RS/S(nk1) 与
TS/S(n1)
可推出：
在中国居民人均收入-消费支出二元模型例中, 给定=0.05，查表得临界值：t0.025(19)=2.093
从回归计算中已得到：
计算得参数的置信区间：
0 ：(44.284, 197.116) 1 ： (0.0937, 0.3489 ) 2 ：(0.0951, 0.8080)
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；
一元线性回归模型的统计检验
时间序列数据预测技巧
平稳性检验
在进行时间序列数据预测前，需要进行平稳 性检验，以确保数据满足回归模型的前提假 设。
差分法
对于非平稳时间序列数据，可以通过差分法将其转 化为平稳序列，再进行回归预测。
自回归模型
利用时间序列数据自身的历史信息进行预测 ，可以构建自回归模型进行拟合和预测。
因果关系推断注意事项
均方误差（Mean Squared Er…
衡量模型预测值与实际值之间差异的平均值。
均方根误差（Root Mean Squa…
均方误差的平方根，用于衡量模型预测误差的大小。
02 回归系数显著性检验
t检验原理及应用
t检验基本原理
在一元线性回归模型中，t检验用 于检验回归系数的显著性，即检 验自变量对因变量的影响是否显
05 预测及应用场景拓展
预测区间构建方法
1 2
利用回归方程和估计的方差
通过回归方程得到预测值，再结合估计的方差计 算置信区间，从而构建预测区间。
自助法（Bootstrap） 通过自助抽样生成大量样本数据，计算每个样本 的预测值并获取其分布，进而确定预测区间。
3
贝叶斯方法
在贝叶斯框架下，通过设定先验分布和似然函数， 利用后验分布进行预测区间的构建。
置信区间估计与解释
对回归系数进行置信区间估计，解释 估计结果的含义和实际应用价值。
03 残差分析与诊断
残差图绘制及解读技巧
绘制残差图
以预测值为横轴，残差为纵轴， 绘制散点图观察残差分布情况。
解读残差图
观察残差是否随机分布在零线附 近，判断模型是否满足线性、同 方差等假设。
异常值、影响点识别与处理策略
拉格朗日乘数检验
一元线性回归模型检验
§2.4 一元线性回归的模型检验一、经济意义检验。
二、在一元回归模型的统计检验主要包括如下几种检验1、拟合优度检验(R2检验;2、自变量显著性检验(t检验;3、残差标准差检验(SE检验。
•主要检验模型参数的符号、大小和变量之间的相关关系是否与经济理论和实际经验相符合。
一、经济意义检验i•二、统计检验•回归分析是要通过样本所估计的参数来代替总体的真实参数,或者说是用样本回归线代替总体回归线。
•尽管从统计性质上已知,如果有足够多的重复抽样,参数的估计值的期望(均值就等于其总体的参数真值,但在一次抽样中,估计值不一定就等于该真值。
那么,在一次抽样中,参数的估计值与真值的差异有多大,是否显著,这就需要进一步进行统计检验。
1、拟合优度检验拟合优度检验:对样本回归直线与样本观测值之间拟合程度的检验。
度量拟合优度的指标:判定系数(可决系数R2(1、总离差平方和的分解已知由一组样本观测值(X i ,Y i ,通过估计得到如下样本回归直线ii X Y 10ˆˆˆββ+=i i i i i i i y e Y Y Y Y Y Y y ˆˆ(ˆ(+=-+-=-=总离差平方和的分解ii X Y 10ˆˆˆββ+=ˆ(ˆY Y y i i -=i i i i i i i ye Y Y Y Y Y Y y ˆˆ(ˆ(+=-+-=-=Y 的i 个观测值与样本均值的离差由回归直线解释的部分回归直线不能解释的部分离差分解为两部分之和总离差平方和的分解公式:TSS=RSS+ESS,TSS 总离差平方和,ESS 为回归平方和,RSS 为残差平方和.((((((((0ˆˆˆ,0.0ˆˆ(ˆ(ˆˆ(2ˆˆ: 1022222222ˆˆˆˆˆˆ=+===-=-=--+=+=-+-=-+--+-=-+-=-=∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑ii i i i i ii i i i i i i i i i i i i i i i i i i i i i X e e Y e e e Y Y e Y Y e Y Y ESS RSS y e Y Y Y Y TSS Y Y Y YY Y Y YY Y Y Y Y Y Y Y ββ而因为证明TSS=ESS+RSSY的观测值围绕其均值的总离差(total variation可分解为两部分:一部分来自回归线(ESS,另一部分则来自随机部分(RSS。
计量经济学的2.3 一元线性回归模型的统计检验
ˆ ˆ P( ) 1
如果存在这样一个区间，称之为置信区间 （confidence interval）； 1-称为置信系数（置信度） （confidence coefficient）， 称为显著性水平（level of significance）（或犯第I类错误的概率，即拒真的概 率）；置信区间的端点称为置信限（confidence limit） 或临界值（critical values）。置信区间以外的区间称 4 为临界域
由于置信区间一定程度地给出了样本参数估计 值与总体参数真值的“接近”程度，因此置信区间 越小越好。 (i t s , i t s )
2 i 2 i
要缩小置信区间，需要减小 （1）增大样本容量n，因为在同样的置信水平 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；
5
如何构造参数值的估计区间？ 通过构造已知分布的统计量
6
构造统计量（1）
回顾： 在正态性假定下
以上统计量服从自由度为n-2的x2分布，n为样本量
7
构造统计量（2）
ˆ ˆ 0 和 1 服从正态分布
ˆ E ( 0 )= 0
ˆ E ( 1 )=1
Var 0） （ˆ
X
i 1 n i 1
§2.3 一元线性回归模型的统 计检验
一、参数的区间估计 二、拟合优度检验 三、参数的假设检验 （对教材内容作了扩充）
1
一、参数的区间估计
参数的两种估计：点估计和区间估计
点估计
通过样本数据得到参数的一个估计值。
（如：最小二乘估计、最大似然估计）
点估计不足：
（1）点估计给出在给定样本下估计出的参数的可能取值，但 它并没有指出在一次抽样中样本参数值到底离总体参数的真 值有多“近”。 （2）虽然在重复抽样中估计值的均值可能会等于真值，但由 于抽样波动，单一估计值很可能不同于真值。 2
计量经济学第三章第3节多元线性回归模型的显著性检验
当增加一个对被解释变量有较大影响的解释变量时， 残差平方和减小的比n-k-1 减小的更显著，拟合优度 就增大，这时就可以考虑将该变量放进模型。 如果增加一个对被解释变量没有多大影响的解释变量， 残差平方和减小没有n-k-1减小的显著，拟合优度会减 小，其说明模型中不应该引入这个不重要的解释变量， 可以将其剔除。
在对话框中输入：
y c x y(-1)
y c x y(-1) y(-2)
字母之间用空格分隔。 注：滞后变量不需重新形成新的时间序列，软件 自动运算实现，k期滞后变量，用y(-k)表示。
• 使用k期滞后变量，数据将损失k个样本观察值， 例如：
序号 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 y 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Y(-1) Y(-2) Y(-3)
2
2
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） e e 2( k 1) AIC ln n n 施瓦茨准则（Schwarz criterion，SC）
一元、二元模型的系数均大于0，符合经济意义，三元模型 系数的符号与经济意义不符。 用一元回归模型的预测值是1758.7，二元回归模型的预测值 是1767.4，2001年的实际值是1782.2。一元、二元模型预测 的绝对误差分别是23.5、14.8。
3) 三个模型的拟合优度与残差
二元：R2 =0.9954，E2 ei2 13405 三元：R2 =0.9957，E3 ei2 9707
746.5 788.3
实验报告2：多元线性回归模型的估计和统计检验
实验实训报告课程名称：计量经济学实验开课学期：2011-2012学年第一学期开课系（部）: 经济开课实验（训）室：数量经济分析实验室学生姓名：专业班级：_____________________________学号：________________________________重庆工商大学融智学院教务处制实验题目实验概述【实验（训）目的及要求】目的：掌握多元线性回归模型的估计、检验。
要求：在老师指导下完成多元线性回归模型的建立、估计、统计检验，并得到正确的分析结果。
【实验（训）原理】当多元线性回归模型在满足线性模型古典假设的前提下，最小二乘估计结果具有无偏性、有效性等性质，在此基础上进一步对估计所得的模型进行经济意义检验及统计检验。
实验内容【实验（训）方案设计】1、创建工作文件和导入数据；2、完成变量的描述性统计；3、进行多元线性回归估计；4、统计检验：可决系数分析（R2）；（2）参数显著性分析（t检验）；（3）方程显著性分析（F检验）；5、进行变量非线性模型的线性化处理，并比较不同模型的拟合优度（因变量相同时）。
实验背景选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项税收”（简称“TAX）作为被解释变量，以反映国家税收的增长。
选择“国内生产总值（GDP ”作为经济整体增长水平的代表；选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表（FIN）;选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表（PRIC），并将它们设为影响税收收入的解释变量。
建立中国税收的增长模型，并对已建立的模型进行检验。
【实验（训）过程】（实验（训）步骤、记录、数据、分析）1根据实验数据的相关信息建立Workfile ;在菜单中依次点击File\New\Workfile, 在出现的对话框"Workfile range ”中选择数据频率。
因为本例分析中国1978-2002年度的税收（Tax）与GDR财政支出（FIN）、商品零售物价指数（PRIC）之间关系，因此，在数据频率选项中选择“ Annual ”选项。
多元回归的模型检验指标
多元回归的模型检验指标多元回归是一种经济学和统计学中常用的分析方法，用于研究多个自变量对一个因变量的影响程度。
在多元回归模型中，我们需要考虑多个自变量对因变量的联合作用，以及各自变量之间的相互关系。
在进行多元回归分析时，我们需要使用一些模型检验指标来评估模型的拟合程度和统计显著性。
本文将介绍几个常用的多元回归模型检验指标，并解释其含义和应用。
1. 残差分析残差分析是多元回归模型检验中最常用的方法之一。
残差是指模型预测值与实际观测值之间的差异，通过分析残差的分布情况可以评估模型的拟合程度。
常见的残差分析方法包括绘制残差散点图、残差直方图和残差-拟合值图等。
如果残差呈现随机分布、均值接近0且方差稳定的趋势，则说明模型拟合良好。
2. 线性关系检验线性关系检验用于检验自变量与因变量之间是否存在线性关系。
常用的方法包括绘制自变量与残差的散点图，观察其是否呈现线性趋势。
另外，还可以使用F检验来检验自变量的整体显著性，即自变量对因变量的联合作用是否显著。
3. 多重共线性检验多重共线性是指自变量之间存在高度相关性，可能会影响模型的稳定性和解释力。
常用的多重共线性检验指标包括方差膨胀因子（VIF）和条件数。
VIF越大，说明自变量之间的相关性越强，可能存在多重共线性问题。
条件数越大，说明矩阵X的条件数越大，可能存在多重共线性问题。
一般来说，VIF大于10或条件数大于30可以被认为存在多重共线性。
4. 拟合优度检验拟合优度检验用于评估模型的拟合程度。
常用的拟合优度检验指标包括决定系数（R²）、调整决定系数（adjusted R²）和残差平方和（RSS）。
R²越接近1，说明模型拟合效果越好；adjusted R²考虑了自变量个数对模型拟合的影响，可以更准确地评估模型的拟合程度；RSS越小，说明模型拟合效果越好。
5. 统计显著性检验统计显著性检验用于判断模型的统计显著性。
常用的统计显著性检验指标包括t检验和F检验。
回归检验法
回归检验法
回归检验法是一种统计方法，用于评估回归模型的拟合程度和模型中的回归系数的显著性。
回归检验法包括以下几个方面：
1. 偏回归系数的显著性检验：通过计算回归系数的标准误差、t值和p值来评估回归系数的显著性。
较小的标准误差和较大的t值意味着回归系数更具显著性。
2. 模型的整体显著性检验：通过计算模型的F统计量和p值来评估回归模型的整体拟合程度。
较大的F值和较小的p值意味着模型的整体拟合程度更好。
3. 残差的正态性检验：通过检验模型的残差是否符合正态分布来评估模型的拟合程度。
正态分布的残差意味着模型的拟合效果更好。
4. 残差的独立性检验：通过检验模型的残差是否存在自相关性来评估模型的拟合效果。
独立的残差意味着模型的拟合效果更好。
通过以上回归检验法可以更全面地评估回归模型的拟合程度和回归系数的显著性，从而判断回归模型的有效性和可靠性。
计量经济学中的各种检验
需要说明的问题
在实际应用中，我们往往希望所建立模型的决定 系数或修正的决定系数越大越好。但应注意，决 定系数只是对模型拟合优度的度量，决定系数或 修正的决定系数越大，只能说明列入模型的解释 变量对被解释变量整体的影响程度很大，并不能 说明模型中各个解释变量对被解释变量的影响程 度显著。因此在选择模型时，不能单纯地凭决定 系数的高低来断定模型的优劣，有时从模型的经 济意义和整体可靠程度的角度出发，可以适当降 低对决定系数的要求。
拟合优度检验和F检验的关系
F检验和拟合优度检验都是把总变差TSS分 解为回归平方和与残差平方和，并在这一 分解的基础上构造统计量进行的检验。区 别在于前者有精确的分布而后者没有。一 般来说，模型对观测值的拟合程度越高， 模型总体线性关系的显著性越强。
拟合优度检验和F检验的关系
F显著==>拟合优度必然显著
这两准则均要求仅当所增n 加n的解释变量能够减少 AIC值或SC值时才在原模型中增加该解释变量。
回归模型的总体显著性检验
拟合优度检验可以说明模型对样本数据的 近似情况。模型的总体显著性检验则一般 用来检验全部解释变量对被解释变量的共 同影响是否显著。
回归模型的总体显著性检验
检验全部解释变量对被解释变量的共同影响是否显著，或者说，检验回
TSS=RSS+ESS 被解释变量Y总的变动（差异）=解释变量
X引起的变动（差异）+除X以外的因素引 起的变动（差异） 如果X引起的变动在Y的总变动中占很大比 例，那么X很好地解释了Y；否则，X不能 很好地解释Y。
多元线性回归模型的统计检验
第三节 多元线性回归模型的统计检验
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1、拟合优度检验（ R2检验） 2、方程的显著性检验（F检验） 3、变量的显著性检验（t检验）
一、拟合优度检验
R2越接近于1，模型的拟合效果越好。
问 题
如果在模型中增加一个解释变量，R2往往会增大（Why?）
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容易产生错觉：要使模型拟合得好，只要增加解释变量即可。
单击此处添加小标题
但实际上，通过增加解释变量引起的R2的增大与拟合好坏无关。
单击此处添加小标题
R2度量模型拟合效果失真，R2需调整 。
单击此处添加小标题
调整的思路：将RSS与TSS分别除以各自的自由度。 因为，在样本容量一定的情况下，增加解释变量一方面可以减小残差，另一方面也使其自由度减少。
调整的R2小于R2； 调整的R2可以为负。
02
给定显著性水平，查表得到临界
03
值F(k , n-k-1)。
04
F检验的拒绝域
1-
01
F
02
F
03
f ((k , n-k-1)，拒绝H0，接受H1 ，模型在总体上存在显著的线性关系； 若F F (k , n-k-1)，接受H0 ，模型在总体上的线性关系不显著。
R2与调整的R2
二、方程的显著性检验（F检验）
即检验模型 中的参数j (j =1,……,k)是否显著不为0。
检验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。
提出原假设与备选假设： H0：1= 2 = = k=0 H1：j 不全为0 (j =1,……,k) 构造检验统计量并计算其值 F统计量
F检验的思想来自于TSS的分解： TSS = ESS + RSS 其中，ESS表示X对Y的线性作用结果。
一元线性回归模型的统计检验概述(doc 8页)
一元线性回归模型的统计检验概述(doc 8页)§2.3 一元线性回归模型的统计检验回归分析是要通过样本所估计的参数来代替总体的真实参数，或者说是用样本回归线代替总体回归线。
尽管从统计性质上已知，如果有足够多的重复抽样，参数的估计值的期望（均值）就等于其总体的参数真值，但在一次抽样中，估计值不一定就等于该真值。
那么，在一次抽样中，参数的估计值与真值的差异有多大，是否显著，这就需要进一步进行统计检验。
主要包括拟合优度检验、变量的显著性检验及参数的区间估计。
一、拟合优度检验拟合优度检验，顾名思义，是检验模型对样本观测值的拟合程度。
检验的方法，是构造一个可以表征拟合程度的指标，在这里称为统计量，统计量是样本的函数。
从检验对象中计算出该统计量的数值，然后与某一标准进行比较，得出检验结论。
有人也许会问，采用普通最小二乘估计方法，已经保证了模型最好地拟合了样本观测值，为什么还要检验拟合程度？问题在于，在一个特定的条件下做得最好的并不一定就是高质量的。
普通最小二乘法所保证的最好拟合，是同一个问题内部的比较，拟合优度检验结果所表示优劣是不同问题之间的比较。
例如图2.3.1和图2.3.2中的直线方程都是由散点表示的样本观测值的最小二乘估计结果，对于每个问题它们都满足残差的平方和最小，但是二者对样本观测值的拟合程度显然是不同的。
．．．．．．． ． ．． ．图2.3.1 图2.3.21、总离差平方和的分解已知由一组样本观测值),(ii Y X ，i =1,2…,n 得到如下样本回归直线i i X Y 10ˆˆˆββ+=而Y 的第i 个观测值与样本均值的离差)(Y Y y i i -=可分解为两部分之和：ii i i i i i y e Y Y Y Y Y Y y ˆ)ˆ()ˆ(+=-+-=-= （2.3.1）图2.3.3示出了这种分解，其中，)ˆ(ˆY Y y ii -=是样本回归直线理论值(回归拟合值)与观测值i Y 的平均值之差，可认为是由回归直线解释的部分；)ˆ(i i i Y Y e -=是实际观测值与回归拟合值之差，是回归直线不能解释的部分。
多元线性回归模型的统计检验
我们所要进行的统计检验包括两个方面，一方面检验回归方程对样本数据的拟合程度，通过可决系数来分析；另一方面检验回归方程的显著性，通过假设检验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，包括对回归方程线性关系的检验和对回归系数显著性的检验。
一、拟合优度检验
Testing the Simulation Level
变量显著性检验即对回归系数的显著性进行检验，如果变量是显著的，那么回归系数应该显著地不为0。于是，在变量显著性检验中设计的原假设为：
H0：i=0
而备择假设为：
H1: i0
其中 的下角标i，在一元回归模型中取值1：
在二元回归模型中取值1、2。
可见，Ｆ与R2同向变化：当R2 ＝０时，Ｆ＝０；当R2=时，Ｆ为无穷大；R2越大，Ｆ值也越大。
因此，Ｆ检验是所估计回归总显著性的一个度量，也
是对
的一个显著性检验。即：
检验原假设
，等价于检验
Back
9、静夜四无邻，荒居旧业贫。。10、雨中黄叶树，灯下白头人。。11、以我独沈久，愧君相见频。。12、故人江海别，几度隔山川。。13、乍见翻疑梦，相悲各问年。。14、他乡生白发，旧国见青山。。15、比不了得就不比，得不到的就不要。。。16、行动出成果，工作出财富。。17、做前，能够环视四周；做时，你只能或者最好沿着以脚为起点的射线向前。。9、没有失败，只有暂时停止成功！。10、很多事情努力了未必有结果，但是不努力却什么改变也没有。。11、成功就是日复一日那一点点小小努力的积累。。12、世间成事，不求其绝对圆满，留一份不足，可得无限完美。。13、不知香积寺，数里入云峰。。14、意志坚强的人能把世界放在手中像泥块一样任意揉捏。15、楚塞三湘接，荆门九派通。。。16、少年十五二十时，步行夺得胡马骑。。17、空山新雨后，天气晚来秋。。9、杨柳散和风，青山澹吾虑。。10、阅读一切好书如同和过去最杰出的人谈话。11、越是没有本领的就越加自命不凡。12、越是无能的人，越喜欢挑剔别人的错儿。13、知人者智，自知者明。胜人者有力，自胜者强。14、意志坚强的人能把世界放在手中像泥块一样任意揉捏。15、最具挑战性的挑战莫过于提升自我。。16、业余生活要有意义，不要越轨。17、一个人即使已登上顶峰，也仍要自强不息。
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2
（2）校正可决系数
RSS / n k 1 R 1 TSS / n 1
2
n 1 2 1 (1 R ) n (k 1)
R 2 R2
Hale Waihona Puke R2可以为负
补充：关于假设检验(在进行F/T统计检验之前)
假设检验是统计推断的一个主要内容，它的基本任务是根 据样本所提供的信息，对未知总体分布的某些方面的假设 作出合理的判断。 假设检验的程序是，先根据实际问题的要求提出一个论断， 称为统计假设；然后根据样本的有关信息，对假设的真伪 进行判断，作出拒绝或接受假设的决策。 假设检验的前提是知道所估计的样本回归系数概率分布性 质，即对总体回归系数某种原假设成立。 假设检验的基本思想是概率性质的反证法。 概率性质的反证法的根据是小概率事件原理，该原理认为 “小概率事件在一次试验中几乎是不可能发生的,如果该小 概率事件竟然发生了，就认为原假设不正确，而拒绝原假 设，不拒绝备则假设”。 下面讲授的模型的显著性检验及解释变量的显著性检验都 基于此基础。
二、模型的显著性检验
所谓模型的显著性检验，就是检验模型对总体的近 似程度，而且最常用的检验方法是F检验。 1.F检验的思想 F检验的思想来自于总离差平方和的分解式： TSS=ESS+RSS 由于回归平方和ESS是解释变量X联合体对被解释 变量Y的线性作用的结果，所以，如果ESS/RSS的 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。
⒈总变差的分解
设估计的多元线性回归模型为：
ˆ ˆ x ˆ x ˆ x e yi 0 1 1i 2 2i k ki i
分析Y的观测值、估计值和平均值的关系
ˆi y yi y ˆi yi y y
因为 yi y 0 ，将上式两边平方加总，可证 得 2 2 2 ˆi y yi y ˆi yi y y
判定系数与相关系数的关系
联系：数值上判定系数是相关系数的平方。 区别： ⑴前者就模型而言，后者就两个变量而言。 ⑵前者说明解释变量对被解释变量的解释程度， 后者说明两变量线性依存程度。 ⑶前者度量的不对称的因果关系，后者度量的不 含因果关系的对称相关关系。 ⑷前者取值[0,1]非负，后者取值[-1,1]，可正可负。
一、模型的拟合优度检验
所谓拟合优度，即模型对样本数据的近似程 度。由于实际观察得到的样本数据是对客观 事实的一种真实反映，因此，模型至少应该 能较好的描述这一部分客观实际情况。为了 考察模型的拟合优度，需要构造一个指标— —判定系数（可决系数）。 认识判定系数之前让我们回顾一下关于样本 与总体回归函数，了解总离差分解。
在应用过程中我们会发现，如果在模型中增加一 个解释变量，模型的解释功能增强了，可决系数 R 2 计
2 ˆ y y 算公式中的分子——回归平方和 i 就会增大，
因而 R 就增大。这就给人一种错觉：似乎要使模型拟 合得好，就必须增加解释变量。但是，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，用以检验拟合优度的统计量必须能够防止这种倾 2 2 R R 向，我们可以用自由度来调整 ，用 来表示调整 后的可决系数，以剔除解释变量数目与样本容量的影 响，使具有不同样本容量和解释变量数目的回归方程 可以进行拟合优度的比较。
y
yi
ei
yi y
ˆi y y
SRF
y
xi
x
TSS ( yi y ) 2 ˆi y )2 ESS ( y ˆi )2 RSS ( yi y
TSS为总体平方和（Total Sum of Squares），反 映样本观测值总体离差的大小；ESS为回归平方和 （Explained Sum of Squares），反映由模型中 解释变量所解释的那部分离差的大小；RSS为残差 平方和（Residual Sum of Squares），反映样本 观测值与估计值偏离的大小，也是模型中解释变 量未解释的那部分离差的大小。 TSS=RSS+ESS
注意的问题
判定系数只是说明列入模型的所有解释变量对 被解释变量的联合的影响程度，不说明模型中 每个解释变量的影响程度（在多元中） 回归的主要目的如果是经济结构分析，不能只 追求高的判定系数，而是要得到总体回归系数 可信的估计量。判定系数高并不一定每个回归 系数都可信。 如果建模的目的只是为了预测被解释变量值， 不是为了正确估计回归系数，一般可考虑有较 高的判定系数。
对于样本回归模型拟合总体模型，我们通常要进 行经济检验、统计检验、计量检验等。 统计检验则是在一定概率下求出参数，检验样本 对总体的代表性、影响关系是否显著等问题。主 要通过一些统计检验方法来保证模型在统计意义 上（即以样本推断总体）的可靠性。 我们所要进行的统计检验包括两方面，一方面检 验回归方程对样本数据的拟合程度，通过可决系 数；另一方面检验回归方程的显著性，通过假设 检验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判断，包括对回 归方程线性关系的检验和对回归系数显著性的检 验。
数)R2和校正可决系数
（1）可决系数
2、拟合优度检验统计量：可决系数(判定系
R2
2 R 用可决系数 进行拟合优度检验，可决系
数的计算公式为：
2 ˆ y y R2 i 2 y y i
0 R 2 1 ，该统计量越接近于 1，模型
的拟合优度越高。
判定系数不仅反映了模型拟合程度的优劣，而且有 直观的经济含义：它定量地描述了y的变化中可以 用回归模型来说明的部分，即在被解释变量的变动 中，由模型中解释变量所引起的比例。 见前一节例题，解释意义 判定系数的特点： ⑴判定系数取值范围[0，1]。 ⑵随抽样波动，样本判定系数是随抽样而变动的随 机变量。 ⑶判定系数是非负的统计量。