第五章回归模型的函数形式
数值计算05-回归分析
ˆ 的置信区间为 [0.6047,0.834]; 1
r =0.9282,
2
F=180.9531,
p=0.0000
p<0.05, 可知回归模型 y=-16.073+0.7194x 成立.
3、残差分析,作残差图: rcoplot(r,rint) 从残差图可以看出,除第二个数据外,其余数据的残 差离零点均较近,且残差的置信区间均包含零点,这说明 回归模型 y=-16.073+0.7194x能较好的符合原始数据,而 第二个数据可视为异常点. 4、预测及作图: z=b(1)+b(2)*x plot(x,Y,'k+',x,z,'r')
数值计算 第五章 回归分析
Galton公式:
y 33.73 0.516x
其中x 表示父亲身高, y 表示成年儿子的身高 (单位:英寸,1英寸=2.54厘米)。
y(cm) 160.07 168.23 173.39 178.55 x(cm) 150 160 170 180
183.71
188.87 194.03
190
200 210
回归分析的内容
回归分析在一组数据的基础上研究这样几个问题: (i)建立因变量y与自变量x 1, x2 ,… , xm 之间的回归 模型(经验公式); (ii)对回归模型的可信度进行检验; (iii)判断每个自变量x i(i=1,2,…,m) 对y 的影响是否 显著; (iv)诊断回归模型是否适合这组数据; (v)利用回归模型对y 进行预报或控制。
一元回归的Matlab实现
1、确定回归系数的点估计值:b=regress( Y, X ) 2、求回归系数的点估计和区间估计、并检验回归模型: [b, bint,r,rint,stats]=regress(Y,X,alpha) 3、画出残差及其置信区间:rcoplot(r,rint)
第五章线性回归模型的假设与检验
⎟⎟⎠⎞
于是
βˆ1 = ( X1′X1)−1 X1′y1 , βˆ2 = ( X 2′ X 2 )−1 X 2′ y2
应用公式(8.1.9),得到残差平方和
和外在因素.那么我们所要做的检验就是考察公司效益指标对诸因素的依赖关系在两个时间 段上是否有了变化,也就是所谓经济结构的变化.又譬如,在生物学研究中,有很多试验花费 时间比较长,而为了保证结论的可靠性,又必须做一定数量的试验.为此,很多试验要分配在 几个试验室同时进行.这时,前面讨论的两批数据就可以看作是来自两个不同试验室的观测 数据,而我们检验的目的是考察两个试验室所得结论有没有差异.类似的例字还可以举出很 多.
而刻画拟合程度的残差平方和之差 RSSH − RSS 应该比较小.反过来,若真正的参数不满足
(5.1.2),则 RSSH − RSS 倾向于比较大.因此,当 RSSH − RSS 比较大时,我们就拒绝假设(5.1.2),
不然就接受它.在统计学上当我们谈到一个量大小时,往往有一个比较标准.对现在的情况,我
们把比较的标准取为 RSS .于是用统计量 (RSSH − RSS) RSS 的大小来决定是接受假设
(5.1.2),还是拒绝(5.1.2). 定理 5.1.1 对于正态线性回归模型(5.1.1)
(a )
RSS
σ2
~
χ2 n− p
(b )
若假设(8.1.2)成立,则 (RSSH
− RSS)
σ2
~
χ2 n− p
得愈好.现在在模型(5.1.1)上附加线性假设(5.1.2),再应用最小二乘法,获得约束最小二乘估计
βˆH = βˆ − ( X ′X )−1 A′( A( X ′X )−1 A′)−1 ( Aβˆ − b)
空间分析原理与应用:第五章 空间回归分析
来自表2-1总体的两个随机样本
两个独立样本的回归线
总体回归线与样本回归线
Y
.Y1
需 求 量
. e1
u1
Yˆi b1 b2 Xi
.Yˆ1
EY | X B1 B2 Xi
A
..un Yn . en
Yˆn
0
X1 价格
Xn
X
5.2.6 “线性”回归的特殊含义
解释变量线性与参数线性
1. 解释变量线性 非线性举例:
y
y
000.5yy 0.5y 0 y
1 2 3 4 5
000...555yyy334
2 y
1
0.5y 5
0.5y 5
0.5y 4
(3 1)
式(3 1)表示变量y *用其他区域的y进行解释的线性关系,可写成:
y Cy
(3 2)
其中,是需要估计的回归参数,反映了样本数据内在的空间
模式的有效描述,因此需要引入能够描述空间自相关和空 间非平稳性的项,克服回归模型的缺陷。 • 空间关系的描述需要借助空间权重(邻接)矩阵。
空间邻接矩阵为:
0 1 0 0 0
1 0 0 0 0
W 0 0 0 1 1
(8)
0 0 1 0 1
0 0 1 1 0
行标准化为:
0 1 0 0 0
1 0 0 0 0
5.2.2 总体回归函数
例子:不同家庭收入水平下的学生数学SAT成绩
家庭年收入与数学S.A.T分数
总体回归函数PRF
E(Y | X i ) B1 B2 X i
(2-1)
Y的条件期望,可简写为E(Y)
B1和B2是参数(parameters),也称回归系数 (regression coefficients)。
回归方程 回归模型
回归方程回归模型
回归方程是用来描述自变量和因变量之间关系的数学模型。
回
归模型是建立在统计学原理和假设之上的,用于预测和解释因变量
与一个或多个自变量之间的关系。
回归方程通常采用线性模型的形式,即因变量与自变量之间的
关系可以用直线表示。
线性回归方程的一般形式为,Y = β0 +
β1X1 + β2X2 + ... + βnXn + ε,其中Y表示因变量,X1、
X2、...、Xn表示自变量,β0、β1、β2、...、βn表示回归系数,ε表示误差项。
回归方程的目标是通过最小化误差项来估计回归系数,使得回
归方程能够最好地拟合样本数据。
拟合程度可以通过回归模型的拟
合优度指标(如R方值)来评估。
回归模型的应用非常广泛。
它可以用于预测因变量的取值,例
如根据房屋的面积、位置等自变量来预测房屋的价格。
此外,回归
模型还可以用于解释因变量与自变量之间的关系,例如研究教育水
平对收入的影响。
需要注意的是,回归模型的建立需要满足一些假设前提,如线性关系、常态分布、误差项的独立性和同方差性等。
如果这些前提不满足,可能会导致回归模型的拟合效果不佳或结果不可靠。
总结起来,回归方程是描述自变量和因变量关系的数学模型,回归模型是基于统计学原理和假设的预测和解释工具。
它的应用广泛,但需要满足一些假设前提。
计量经济学课件 第5章 回归模型的函数形式
• 模型选择的重点不是在判定系数大小,而是要考 虑进入模型的解释变量之间的相关性(即理论基 础)、解释变量系数的预期符号、变量的统计显 著性、以及弹性系数这样的度量工具。
线性回归模型的弹性系数计算
• 平均弹性:
E
Y X
X Y
B2
X Y
多元对数线性回归模型
• 偏弹性系数的含义: 在其他变量(如,X3)保持不变的条件下,X2 每变动1%,被解释变量Y变动的百分比为B2;
• (3)菲利普斯曲线
被解释变量:英国货币工资变化率,解释变量:失业率 结论:失业率上升,工资增长率会下降。 在自然失业率UN上下,工资变动幅度快慢不同。即失业率低于自然失业率时,工 资随失业率单位变化而上升快于失业率高于自然失业率时工资随失业率单位变化而下 降。
(P113例5-6) 倒数模型: 菲利普斯曲线
依据经济理论,失业率上升,工资增长率会下降;且 当失业率处于不同水平时,工资变动率变动的程度会 不一样,即Y对X 的斜率(Y / X)不会是常数。
Y / X 20.588*(1/ X 2 )
R2 0.6594
模型选择:
1、依据经济理论
以及经验判断;
2、辅助于对拟合
R2 0.5153 Y / X 0.79
1、B1、B2、B4 0; 2、B3 0 3、B32 3B2B4
WHY? —所以经济理论的学习对于模型的建立、选择
和检验有非常关键和重要的意义。 24
四、模型(形式)选择的依据
经济理论
工作经验
1、模型的建立需要正确地理论、合适可用的数据、 对各种模型统计性质的完整理解以及经验判断。
模型选择的基本准则:进入模型中的解释变量的关系(即 理论基础)、解释变量系数的预期符号、弹性系数等经济 指标、统计显著性等
多项式回归模型
选择解释变量的四条原则
1. 理论: 从理论上看,该变量是否应该作为解释变
量包括 在方程中? 2. t检验:该变量的系数估计值是否显著?
3. R 2 : 该变量加进方程中后,R 2 是否增大?
4. 偏倚: 该变量加进方程中后,其它变量的系数 估计值是 否显著变化?
如果对四个问题的回答都是肯定的,则该变量应该包括在 方程中;如果对四个问题的回答都是“否”, 则该变量是 无关变量,可以安全地从方程中删掉它。这是两种容易决 策的情形。
在模型设定中的一般原则是尽量不漏掉有关的解释 变量。因为估计量有偏比增大误差更严重。但如果方 差很大,得到的无偏估计量也就没有多大意义了,因 此也不宜随意乱增加解释变量。
在回归实践中,有时要对某个变量是否应该作为解 释变量包括在方程中作出准确的判断确实不是一件容 易的事,因为目前还没有行之有效的方法可供使用。 尽管如此,还是有一些有助于我们进行判断的原则可 用,它们是:
上式表明,Y的绝对变动量等于 1 乘以X的相对变动量。因
此, 线性-对数模型通常用于研究解释变量每变动1%引起的
因变量的绝对变动量是多少这类问题。
2. 双曲函数模型 双曲函数模型的形式为:
Yt
0
1
1 Xt
ut
不难看出,这是一个仅存在变量非线性的模型, 很容易用重新定义的方法将其线性化。
双曲函数模型的特点是,当X趋向无穷时,Y趋 向 0 ,反映到图上,就是当X趋向无穷时,Y将无 限靠近其渐近线(Y = 0 )。
lቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ Yt 0 1X t ut
对数-线性模型中,斜率的含义是Y的百分比变动, 即解释变量X变动一个单位引起的因变量Y的百分比 变动。这是因为,利用微分可以得出:
计量经济学第五章(新)
利用Eviews得回归方程为:
ˆ ln y 1.6524 0.3397 ln x1 0.9460 ln x2
t = (-2.73) p= (0.0144*) R2=0.995 (1.83) (0.085) (9.06) (0.000**)
对回归方程解释如下:斜率系数0.3397表示 产出对劳动投入的弹性,即表明在资本投入保持 不变的条件下,劳动投入每增加一个百分点,平 均产出将增加0.3397个百分点。同样地,在劳动 投入保持不变的条件下,资本投入每增加一个百 分点,产出将平均增加0.8640个百分点。两个弹 性系数相加为规模报酬参数,其数值等于1.1857 ,表明墨西哥经济的特征是规模报酬递增的(如 果数值等于1,属于规模报酬不变;小于1,则属 于规模报酬递减)。
20.5879 z 1 20.5879 x (4.6794 ) (4.3996 ** )
3、半对数模型和双对数模型
形式为:
ln y 0 1 x u y 0 1 ln x u
的模型称为半对数模型。 把形式为:
ln y 0 1 ln x u
即可利用多元线性回归分析的方法处理了。
例如,描述税收与税率关系的拉弗曲线:抛物线 t = a + b r + c r2 c<0
t:税收;
r:税率
设 z1 = r, z 2 = r2, 则原方程变换为 s = a + b z1 + c z 2 c<0
例 某生产企业在1981-1995年间每年的产量和总成本如下 表,试用回归分析法确定其成本函数。
表5-1 墨西哥的实际GDP、就业人数和实际固定资本
年份 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 GDP 114043 120410 129187 134705 139960 150511 157897 165286 178491 199457 212323 226977 241194 260881 277498 296530 306712 329030 354057 374977 就业人数 8310 8529 8738 8952 9171 9569 9527 9662 10334 10981 11746 11521 11540 12066 12297 12955 13338 13738 15924 14154 固定资产 182113 193749 205192 215130 225021 237026 248897 260661 275466 295378 315715 337642 363599 391847 422382 455049 484677 520533 561531 609825
线性回归模型的扩展
第四节:双曲函数模型
双曲函数模型: Y=b0+b1(1/X)+u 参数线性 变量非线性(X以倒数形式进入模型) 特征:X无限增大时,1/X趋近于0,Y逐渐
接近b0渐近值。
双曲函数模型
平均固定成本 恩格尔消费曲线 菲利普斯曲线
例:美国菲利普斯曲线
数据:美国1958~1969年间小时收入指数 (Y)和城市失业率(X)
在多元对数线性模型中,每一个偏斜率系 数度量了在其他变量保持不变的条件下, 因变量对某一个解释变量的偏弹性。
例:柯布—道格拉斯生产函数
lnY= b0 +b1lnX1+ b2lnX2+u 令X1表示劳动投入,X2表示资本投入 柯布—道格拉斯生产函数(C-D函数) Y:1955~1974年间墨西哥产出(GDP,百
双对数线性模型
双对数模型特性:斜率b1度量了Y对X的弹 性,即给X一个很小的变动所引起Y变动的 百分比。
弹性=Y变动百分比/X变动百分比 双对数模型又称为不变弹性模型
例:对《widget》教科书的需求
二、双对数模型的假设检验
在随机误差项u满足假定的情形下,线性模 型与双对数模型的假设检验方法相同。
的绝对变化所引起的被解释变量的相对变 动
线性趋势模型
Yt= b0 + b1t+u 将因变量对时间t回归,其中t 按时间先后顺
序计算,这类模型称为线性趋势模型。
时间t称为趋势变量 若斜率为正,则称Y有向上的趋势; 若斜率为负,则称Y有向下的趋势
例:美国为偿付消费者信贷
Yt= 98084 + 35289t se=(23095) (2540.1) t=(4.247) (13.893) R2 =0.9369 因变量不同,不能比较R2
第五章自变量选择与逐步回归
D(e0 p ) D(e0m )
记(
X
X
)1
X X
p q
X X
p p
X
p
X
q
1
X
q
X
q
(
X
p
X
p
)1
ADA
B
B
D
ˆ 的前p 1个分量记为ˆp ,则
cov(ˆp ) 2 (( X p X p )1 ADA)
又 cov( p ) 2 ( X p X p )1, ADA 0
(3)依上法继续进行,到第 s 步,所有的 F ms j F (1, n m s) 为止,则第 s 1 步得到
的方程为最终方程。
三.逐步回归法
前进法与后退法都有各自的不足之处。 前进法的问题是不能反映引进新的自变量后 的变化情况。如某个自变量开始可能是显著 的,当引入其他变量后他变得不显著了,但 没有机会将其剔除。这种只考虑引进,不考 虑剔除的方法是不全面的。
X p ( p ( X p X p )1 X p X q q )
X p p X p ( X p X p )1 X p X q q
而
E(Yˆ)
E
(
X
ˆ
)
(
X
p
,
X
q
)(
p q
)
X pp Xqq
(3)选模型的参数估计有较小的方差,即
D(ˆ jp ) D(ˆ jm ), j 0,1,..., p
y 7.8 8.4 8.7 9 9.6 10.3 10.6 10.9 11.3 12.3 13.5 14.2 14.9 15.9 18.5 19.5 19.9 20.5
统计 多元线性模型
第五章 多元线性模型它包括多元回归分析、多元方差分析及多元协方差分析,它是多元统计分析的基础,应用十分广泛,专著很多。
此处仅介绍实用上最重要的基本内容。
§5.1 一元线性回归模型基本模型:y X u β=+ (5-1-1)2()0, ()n u Var u I εσ==式中y, 是n 维观察值的随机向量,X 是n ×p 的已知矩阵,常被认为已知的(即不当作随机),而一般认为rank(X)=p<n ,β 是p 维未知参数,叫回归系数,u 是非观察值,它代表随机误差。
常用的特例:1、 回归模型如果X 的第一列全是1,而其它变量为定量的数字,这时上式可化为如下回归模型:0111,1, 1,,i i p i p i y x x u i n βββ--=++++= (5-1-2)1n y y y ⎛⎫ ⎪= ⎪ ⎪⎝⎭, 01p βββ-⎛⎫ ⎪= ⎪ ⎪⎝⎭, 1n u u u ⎛⎫⎪= ⎪ ⎪⎝⎭, 111,11,111p n n p x x X x x --⎛⎫⎪= ⎪ ⎪⎝⎭(5-1-3) 上述式子更常用的表达法为:01111,p p y x x u βββ--=++++ (5-1-4)其中u 是随机项2()0, ()u Var u εσ==2、方差分析模型如(5-1-1) 中X 内元素取值非1即0,则该模型就是方差分析,称X 为设计矩阵。
例在有k 个处理组的单因素方差分析中,记i n 为第i 个处理中的试验数,令1, k ij n n n y =++为第j 个处理中的第i 个试验结果,这时方差分析模型常写成下式: , 1,,, 1,,ij j ij j y u i n j k μτ=++== (5-1-5)这里μ表示n 次试验的平均水平, j τ表示第j 种处理的效应, ij u 表示随机误差。
用下述记号,这个模型可化为线性模型:121112121110011001010, 101000010011001k n n k kn y y y y X y y y ⎛⎫⎛⎫⎪ ⎪⎪ ⎪⎪ ⎪⎪ ⎪⎪ ⎪ ⎪⎪ ⎪== ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎪ ⎪⎪ ⎪⎪⎪⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭, 1211112121, k n n k k n k u u u u u u u μτβτ⎛⎫ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎛⎫ ⎪⎪ ⎪ ⎪ ⎪== ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪ ⎪⎝⎭; 要检验k 个处理中有否显著性差异,就是检验01:k H ττ==,1:i j H ττ≠至少有一项这就是一个指标时上章中多母体的均值相等性检验。
第五章 经典线性回归模型(II)(高级计量经济学-清华大学 潘文清)
如何解释j为“当其他变量保持不变,Xj变化一个 单位时Y的平均变化”?
本质上: j=E(Y|X)/Xj 即测度的是“边际效应”(marginal effect)
因此,当一个工资模型为 Y=0+1age+2age2+3education+4gender+ 时,只能测度“年龄”变化的边际效应: E(Y|X)/age=1+22age 解释:“当其他变量不变时,年龄变动1个单位时 工资的平均变化量” 2、弹性: 经济学中时常关心对弹性的测度。
X1’X1b1+X1’X2b2=X1’Y (*) X2’X1b1+X2’X2b2=X2’Y (**) 由(**)得 b2=(X2’X2)-1X2’Y-(X2’X2)-1X2’X1b1 代入(*)且整理得: X1’M2X1b1=X1’M2Y b1=(X1’M2X1)-1X1’M2Y=X1-1M2Y=b* 其中,M2=I-X2(X2’X2)-1X2’ 又 M2Y=M2X1b1+M2X2b2+M2e1 而 M2X2=0, M2e1=e1-X2(X2’X2)-1X2’e1=e1 则 M2Y=M2X1b1+e1 或 e1=M2Y-M2X1b1=e* 或
b1是1的无偏估计。
设正确的受约束模型(5.1.2)的估计结果为br,则有 br= b1+ Q1b2
或 b1=br-Q1b2 无论是否有2=0, 始终有Var(b1)Var(br) 多选无关变量问题:无偏,但方差变大,即是无效 的。变大的方差导致t检验值变小,容易拒绝本该纳 入模型的变量。
§5.2 多重共线性
1、估计量的方差 在离差形式的二元线性样本回归模型中: yi=b1x1i+b2x2i+e
《计量经济学》第五章最新完整知识
第五章 多元线性回归模型在第四章中,我们讨论只有一个解释变量影响被解释变量的情况,但在实际生活中,往往是多个解释变量同时影响着被解释变量。
需要我们建立多元线性回归模型。
一、多元线性模型及其假定 多元线性回归模型的一般形式是i iK K i i i x x x y εβββ++++= 2211令列向量x 是变量x k ,k =1,2,的n 个观测值,并用这些数据组成一个n ×K 数据矩阵X ,在多数情况下,X 的第一列假定为一列1,则β1就是模型中的常数项。
最后,令y 是n 个观测值y 1, y 2, …, y n 组成的列向量,现在可将模型写为:εββ++=K K x x y 11构成多元线性回归模型的一组基本假设为 假定1. εβ+=X y我们主要兴趣在于对参数向量β进行估计和推断。
假定2. ,0][][][][21=⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡=n E E E E εεεε 假定3. n I E 2][σεε='假定4. 0]|[=X E ε我们假定X 中不包含ε的任何信息,由于)],|(,[],[X E X Cov X Cov εε= (1)所以假定4暗示着0],[=εX Cov 。
(1)式成立是因为,对于任何的双变量X ,Y ,有E(XY)=E(XE(Y|X)),而且])')|()([(])')((),(EY X Y E EX X E EY Y EX X E Y X Cov --=--=))|(,(X Y E X Cov =这也暗示 βX X y E =]|[假定5 X 是秩为K 的n ×K 随机矩阵 这意味着X 列满秩,X 的各列是线性无关的。
在需要作假设检验和统计推断时,我们总是假定: 假定6 ],0[~2I N σε 二、最小二乘回归 1、最小二乘向量系数采用最小二乘法寻找未知参数β的估计量βˆ,它要求β的估计βˆ满足下面的条件 22min ˆ)ˆ(ββββX y X y S -=-∆ (2)其中()()∑∑==-'-=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛-∆-nj Kj j ij i X y X y x y X y 1212ββββ,min 是对所有的m 维向量β取极小值。
课件-数理统计与多元统计 第五章 回归分析 5.3-5误差方差的估计
9
lxy ( xi x)( yi y) 2995 i 1
9
9
lxx ( xi x)2 6000, l yy ( yi y)2 1533.38
i 1
i 1
bˆ0
y bˆ1 x
11.6,bˆ1
l xy l xx
0.499167
即得经验回归方程: yˆ 11.6 0.499167x
被估计的回归方程所解释的变差数量,即当
自变量个数增加时,会使预测误差变小,从
而减少SSE,此时SSR变大,R2会变大,可 能因此而高估R2造成误读。因此实际中常用 修正的复决定系数(adjusted multiple cofficient of determinnation) :
Ra2
1
(1
R2 )( n
xi/0C
0
10
20
30
40
yi/mg 14.0 17.5 21.2 26.1 29.2
xi/0C
50
60
70
80
yi/mg 33.3 40.0 48.0 54.8
试估计回归参数b0,b1, σ2,给出经验回归方程:
yˆ bˆ0 bˆ1x
12
解:由数据计算:
1 9
19
x 9 i1 xi 40, y 9 i1 yi 31.56667
H0 : b1 b2 L bp 0 的假设检验步骤:
i) 提出假设: H0 : b1 b2 L bp 0
ii)给定显著性水平α=?,样本容量n=?,p=?
iii) 选择检验统计量,当H0真时:
F SSR / p ~ F ( p, n p 1) SSE / (n p 1)
iv) H0的拒绝域为:
社会科学研究方法回归分析
2014年4月29日12时48分
第6页
社会科学研究方法
二、一元线性回归模型的参数估计
• 回归模型中的参数a与b 在一般情况下都是未知数,必 须根据样本数据( x,y )来估计。 • 确定参数 与 值的原则是要使得样本的回归直线同观察 值的拟合状态最好,即要使得偏差最小。为此,可以 采普通最小二乘法(Ordinary Least Square,OLS) 来解决这个问题。 • 估计值和观察值之间的偏差
y 30391 .69 66.13x
2014年4月29日12时48分
第12页
社会科学研究方法
三、总离差的分解
残差可表示如下:
ˆi ei yi y
试验得到的数据 上式可改写成: 回归直线对应的数据
ˆi ( yi y) ( y ˆi y) ei yi y
移项得:
S XX xi x S XY SYY
Y
y n
i
2
1 x n
2 i
x
i
2
1 xi x yi y xi yi n 2 2 1 2 yi y yi yi n
x y
i i
2014年4月29日12时48分 第20页
社会科学研究方法
-1≤ r ≤1 r > 0,正相关;r = 1 为完全正相关 r < 0,负相关;r = -1 为完全负相关 |r| 越大,两变量相关越密切 正相关:0< r ≤1
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社会科学研究方法
负相关:-1 ≤ r < 0
第五章回归模型的函数形式
第五章回归模型的函数形式1.引言回归分析是统计学中一种重要的数据分析方法,用于研究自变量与因变量之间的关系。
在回归分析中,我们需要确定一个合适的函数形式来描述变量之间的关系,这个函数形式即为回归模型的函数形式。
本章将介绍回归模型的函数形式的基本概念和常用的函数形式。
2.线性回归模型线性回归模型是最简单的回归模型之一,其函数形式为:Y=β0+β1X1+β2X2+...+βnXn+ε其中,Y是因变量,Xi是自变量,βi是参数,ε是误差项。
线性回归模型假设自变量与因变量之间的关系是线性的,并且误差项服从正态分布。
3.多项式回归模型多项式回归模型是线性回归模型的一种扩展形式,其函数形式为:Y=β0+β1X+β2X^2+...+βnX^n+ε多项式回归模型允许自变量的幂次大于1,通过引入幂项和交互项,可以更好地拟合非线性关系。
4.对数回归模型对数回归模型是一种特殊的回归模型,其函数形式为:ln(Y) = β0 + β1X1 + β2X2 + ... + βnXn + ε对数回归模型适用于因变量为正数且取值范围较广的情况,通过取对数可以将因变量的范围缩小,使得模型更易拟合。
5.非线性回归模型除了线性回归模型和多项式回归模型外,还存在许多其他形式的非线性回归模型。
非线性回归模型的函数形式通常不容易直接确定,需要通过试验和拟合来确定参数。
常见的非线性回归模型包括指数模型、幂函数模型、对数模型等。
在实际应用中,选择适当的函数形式是回归分析的一个重要问题。
选择不合适的函数形式可能导致模型的预测效果较差。
为了选择适当的函数形式,可以通过观察变量之间的散点图、拟合曲线图、残差图等进行初步判断,然后利用统计方法进行模型的比较和选择。
7.总结回归模型的函数形式是回归分析的基础,选择合适的函数形式对于模型的拟合和预测效果至关重要。
线性回归模型、多项式回归模型、对数回归模型和非线性回归模型是常用的函数形式。
选择适当的函数形式需要综合考虑变量之间的实际关系和统计分析的要求,可以通过观察图形和利用统计方法进行模型的比较和选择。
第5章 多元线性回归模型
根据大样本统计经验,δ可以根据需要取值为σ,2 σ,3 σ,4 σ,…。
σ与概率的对应关系为:
σ
68.26%
2σ
95.46%
3σ
99.73%
4σ
99.9937%
5σ
99.999943%
6σ
99.9999998%
第5节含有虚拟变量的回归模型
一、虚拟变量 品质变量不像数量变量那样表现为具体的数 值。它只能以品质、属性、种类等形式来表现。 要在回归模型中引入此类品质变量,必须首先 将具有属性性质的品质变量数量化。通常的做 法是令某种属性出现对应于1,不出现对应于 0。这种以出现为1,未出现为0形式表现的 品质变量,就称为虚拟变量。
(5.4.10)
(2)t 检验的步骤 ①计算估计标准误差
S ( yi yˆi)2 nm
对于二元和三元情形,估计标准误差的简捷公式分别为
S
yi2
ˆ1
y i
ˆ2
x2i
y i
ˆ3
x3i
y i
n3
(5.4.11)
S
yi2
ˆ1
y i
ˆ2
x2i
y i
ˆ3
x3i
y i
ˆ4
x4i
y i
n4
②计算样本标准差,由式(5.3.2)可知
针对上述三种情况,合适的补救办法是:①把略去的重要影响因 素引入回归模型中来;②重新选择回归模型的形式;③增加样本容量, 改善数据的准确性。
第五节 多元回归在经济预测和分析中的应用
一、点估计
在多元线性回归模型中,对于自变量x1,x2,…,xp 的一组给定值,
代入回归模型,就可以求得一个对应的回归预测值,又称为点估 计值。
回归模型的函数形式
如果用符号 Y 代表Y的一个微小变动,X 代表X的一个微 小变动,则弹性E定义为:
E Y 变动的百分数 Y / Y •100 Y • X slop( X )
X变动的百分数 X / X •100 X Y
Y
从图形上看,变量线性的回归模型的图形是一条直线,而 双对数模型的图形是一条曲线,并且对于不同的X值来说, 都具有相同的弹性。所以,双对数模型又称为不变弹性模 型。
倒数模型的一个显著特征是,随着X 的无限增大,(1/ Xi ) 趋于零,Y 接近渐进值或极限值 B1 。因此,当变量 X 无限增大 时,倒数模型中的应变量的取值将逐渐靠近其渐进线或极值。
下图描绘了倒数模型的一些曲线形状: 倒数模型:Yi B1 B2 (1/ X i )
上图a)中,若Y表示生产的平均固定成本(AFC),X代表产出,则 根据经济理论,随着产出的不断增加,平均固定成本将逐渐降低,最 终接近产出轴。
4.线性-对数模型:解释变量是对数形式
考虑如下例子:个人总消费支出与服务支出的关系 (1993.1~1998.3,1992年美元价,10亿美元),数据见下表:
1993.1~1998.3个人总消费支出与各类支出的季度数据(10亿美元)
以个人总消费支出X与服务支出Y的关系为例,得到线性- 对数模型如下:
Variable Coefficient
C
0.420412
DASSET 0.054930
Std. Error t-Statistic 0.012858 32.69715 0.022099 2.485610
Prob. 0.0000 0.0322
R-squared
0.381886
Adjusted R-squared 0.320075
第五章5讲 残差自回归模型 (1)
例5-6
(4)检验残差项是否相关,对此回归模型的残差 进行自相关性检验,一般采用DW检验(建议): library(lmtest) dwtest(x.fit1)
从这里可以看出该残差序列有着明显的自相关性,需要 对其残差序列进行拟合。
例5-6
(5)画出残差序列自相关,偏自相关图来识别模 型: x.fit2=x.fit1$residual acf(x.fit2,col=4,lwd=2) pacf(x.fit2,col=4,lwd=2)
根据样本容量n 和多元回归模型中解释变量的数 目 k (不包括常数项)查DW分布表,得临界值 dL 和 dU ,然后依下列准则考察计算得到的DW值,
以决定模型的自相关状态。
31
回顾:Durbin-Waston检验(DW检验)
DW检验决策规则
0 ≤ DW ≤ dL
误差项 u1,u2 ,...,un 间存在 正相关
(DW原假设)H0 : ρ = 0 ⇔ H0 : E(εtεt−1) = (0 残差相关性原假设)
26
回顾:Durbin-Waston检验(DW检验)
假设条件 原假设:残差序列不存在一阶自相关性
H 0
:
E(εtεt
)
−1
= 0 ⇔
H 0
:ρ
= 0
备择假设:残差序列存在一阶自相关性
H 0
: E(εtεt −1) ≠
思考:若模型不唯一,怎么处理?
建模步骤:模型的选择问题
模型
ARIMA(0,1,1)模型:
(1 − B)xt = 4.99661 + (1 + 0.70766B)ε t
Auto-Regressive模型一:
εxtt
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1.模型 假设有如下函数
Yi
AX
B2 i
从模型可知,就我们目前的知识,无法用普通最小二乘法 估计这样的模型。但我们可以把以上模型作如下变化,得 到:
ln Yi ln A B2 ln X i
继而,如果令 B1 ln A,则有:
ln Yi B1 B2 ln X i ui
以上模型称为双对数模型,或双对数线性模型。
上图C)中可以用来表示宏观经济学中著名的菲利普斯曲线。菲利普 斯根据英国货币工资变化的百分比(Y)与失业率(X)的数据,得到了形 如图C)的曲线。从图中可以看出,工资随着失业水平的变化是不对 称的:当失业率低于UN 时,工资随失业率单位变化而上升比失业率
高于U N时工资随失业率单位变化而下降得更快,经济学家称U N 为自然失 业率。
第五章 回归模型的函数形 式
上海立信会计学院
到目前为止,我们考虑的都是参数线性,同时又是变量线 性的模型。本章将考虑参数线性,但变量不一定是线性的 模型。
1.双对数模型或不变弹性模型
2.半对数模型
3.倒数模型
所有这些模型的一个重要特征是,它们都是参数线性模型, 但变量却不一定是线性的。
一、双对数模型
3.双对数模型的假设检验
双对数模型的假设检验与线性模型没有任何不同。在随机 误差项服从正态分布的假设下,估计的回归系数服从自由 度为(n-k)的t分布,其中k为包括截距在内的参数个数。
4.比较线性和双对数回归模型(一个经验问题)
对于数学成绩支出一例来说,线性支出模型和双对数模型哪个更合适?
1.作散点图,通过散点图来判断。(这种方式只适合双变量模型) 2.比较两个模型的 值。该方法要求应变量的形式必须是相同的。 3.即使两个模型中的应变量相同,两个 值可以直接比较,我们也 建议不要根据最高 r值2 这一标准选择模型。而应该首先考虑进入模型 中的解释变量之间的相关性、解释变量系r数2 的预期符号、统计显著性 以及类似弹性系数这r 2 样的度量工具。
0.432317 0.050129 -3.383185 -3.302367 6.178255 0.032232
Yt B1 B2 ln X t ut
利用最小二乘法估计以上模型,回归结果如下:
Yˆt 17907.5 2431.69 ln X t se (228.61) (27.05)
t (78.33) (89.89)
p (0.00)
(0.00) r 2 0.997
在以上回归结果中,斜率系数表示,如果个人总消费支出 增加1个百分点,则平均服务支出将增加24.32(10亿)美元。 作出这一解释是因为,线性-对数模型中的斜率系数 可以表示为:
例:共同基金收取的咨询费 下表给出了美国共同基金支付给投资顾问管理资产的费用。 支付的费用与基金的净资产有关。
共 同 基 金 的 管 理 费 用
首先作上表的散点图
管理费用与资产规模的散点图
由散点图可知,两个变量之间的关系是非线性的,具有一定的倒数关系。所以 考虑采用倒数模型。
利用如下的倒数模型
5.多元对数线性回归模型 对于三变量对数线性模型来说:
ln Yi B 1 B2 ln X 2i B3 ln X 3i ui
模型中的偏斜率系数 B2 、B3 又称为偏弹性系数。因此,B2 度量了 X3 不变条件下,Y 对 X2 的弹性,即在 X3 为常量时,X 2 每变动1%引起的 Y 变化的百分比。类似地,B3度量了X2 不变 条件下 Y 对 X3 的弹性。
Y的绝对变化
Y
B2 X的相对变化 X / X
而上式又可以表示为:
X Y B2 ( X )
所以,线性-对数模型中的斜率系数可以解释为,解释变量 的相对变化所引起的应变量的绝对变化量。
三、倒数模型
形如下式的模型称为倒数模型(reciprocal model):
1 Yi B1 B2 ( X i ) ui
咨询费 B1 B2 (资1产) ui
采用最小二乘法得到回归结果如下:
Dependent Variable: FEE Method: Least Squares Date: 10/29/08 Time: 11:21 Sample: 1 12 Included observations: 12
上图b)中的曲线可用来表示恩格尔消费曲线。该曲线表明消费者在 某一个商品上的支出与其总收入或总消费支出的关系。若Y表示消费 者在某一个商品上的消费支出,X表示消费者的总收入,则该商品具 有如下特征(1)收入有一个临界值,在此临界值下,不能购买某商品。 在图b)中,收入的临界值是 (B2 / B1) 。(2)消费有一个满足水平, 在此水平之上,无论消费者的收入有多高,也不会再有任何消费。
与变量线性回归模型不同,双对数模型的斜率系数 度量 了Y对X的弹性,即X的变动引起Y变动的百分比。 B2
如果用符号 代表Y的一个微小变动, 代表X的一个微
小变动,则弹Y性E定义为:
X
E Y 变动的百分数 Y / Y •100 Y • X slop( X )
X变动的百分数 X / X •100 X Y
如果我们将 ln Yi 和ln Xi 都看作单独的变量,那么就可以将双对数模型
变为变量线性模型。试作如下变换
Y
i
ln Yi
,X
i
ln
X
,得到
i
:
Yi
B1ຫໍສະໝຸດ B2X i
ui
如果上式满足古典线性回归模型的基本假定,则很容易用普通最小二
乘法估计,从而得到BLUE估计量。
2.双对数模型系数的特殊含义
4.线性-对数模型:解释变量是对数形式 考虑如下例子:个人总消费支出与服务支出的关系 (1993.1~1998.3,1992年美元价,10亿美元),数据见下表:
1993.1~1998.3个人总消费支出与各类支出的季度数据(10亿美元)
以个人总消费支出X与服务支出Y的关系为例,得到线性- 对数模型如下:
Variable Coefficient
C
0.420412
DASSET 0.054930
Std. Error t-Statistic 0.012858 32.69715 0.022099 2.485610
Prob. 0.0000 0.0322
R-squared
0.381886
Adjusted R-squared 0.320075
倒数模型的一个显著特征是,随着X 的无限增大,(1/ Xi ) 趋于零,Y 接近渐进值或极限值 B1 。因此,当变量 X 无限增大 时,倒数模型中的应变量的取值将逐渐靠近其渐进线或极值。
下图描绘了倒数模型的一些曲线形状: 倒数模型:Yi B1 B2 (1/ X i )
上图a)中,若Y表示生产的平均固定成本(AFC),即总固定成本除 以产出,X代表产出,则根据经济理论,随着产出的不断增加,平均 固定成本将逐渐降低,最终接近产出轴。
因此,可得:
ln Yt B1 B2t
将上式变化成为经济计量模型,得到:
ln Yt B1 B2t ut
形如上式的回归模型称为半对数模型或者增长模型、对数线性模型。
利用OLS方法估计美国一例的半对数模型,得到:
· ln(uspop) 5.3593 0.0107 t
se (0.0006) t (3321.13)
r eb2 1
在美国人口增长率一例中,有:
r e0.0107 1 1.010757 1 0.010757
此处要注意的是,通过对半对数模型估计所得到的斜率 b2 的值为0.0107,该值为美国人口的瞬时增长率,而通过计
算而得到的r 值0.010757称为复合增长率。
3.线性趋势模型 形如如下形式的模型称为线性趋势模型:
Y
从图形上看,变量线性的回归模型的图形是一条直线,而 双对数模型的图形是一条曲线,并且对于不同的X值来说, 都具有相同的弹性。所以,双对数模型又称为不变弹性模 型。
不变弹性模型
例子:数学分数(见P19)
该例子主要关注美国S.A.T大学入学考试中的 数学成绩与家庭收入之间的关系。即:考察数 学成绩与家庭收入之间的回归关系。
二、如何测度增长率:半对数模型
1.半对数模型 先看一个例子:根据下表中的美国人口数据求1975-2007年 美国的人口增长率。考虑如下复利计算公式:
Yt Y0 (1 r )t
将上式作如下变形,等式两边取对数,得:
ln Yt ln Y0 t ln(1 r )
如果令
B1 ln Y0 B2 ln(1 r )
Yt B1 B2t ut
对美国人口增长率一例线性趋势模型的OLS估计结果如下:
· uspopt 209.6731 2.757t
回归结t果 表(28明7.,43在76样) 本(区73间.6内45,0)美国r2人口0.9每94年3以2.757(百 万)的绝对速度增长。因而美国人口表现出向上的趋势。 截距表明美国1969年的人口数为210(百万)。
(0.0000) (129.779.98)
r 2 0.9982
美国人口增长一例估计的样本回归线
美国人口一例估计的半对数模型中,斜率0.0107表示,平 均而言,美国人口的年增长率为0.0107。截距5.36的反对数 (为212.576)可以表示1974年的人口值。
2.瞬时增长率与复合增长率 由 b2 B2的估计值 ln(1 r ) 可知 eb2 1 r 于是:
S.E. of regression 0.041335
Sum squared resid 0.017086
Log likelihood