计量经济学多元线性回归
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计量经济学多元线性回归
31
调整过的R2(The Adjusted R-squared)
因此， R2增加并不意味着加入新的变量一定 会提高模型拟合度。
调整过的R2是R2一个修正版本，当加入新的 解释变量，调整过的R2不一定增加。
R 21(SS /n (R (k 1 ) )1n(k 1 )SSR
SS /n (T 1 )
定义：
y i y 2 to su to a s m flqS ua S总 rT es平
y ˆi y 2exp slu o as m ifq nu e Sd a Sr解 E es释 u ˆi2 ressiu d os m u fq au S l a SrR 残 es 差平
SST= SSE + SSR
3
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
点后的零的个数，这样结果更好看一些。 既然这样做主要为了好看，我们希望本质的东西
不改变。
4
重新定义变量：一个例子
以下模型反映了婴儿出生体重与孕妇吸烟量和家 庭收入之间的关系：
(1) b w g h t ˆ 0 ˆ 1 c ig s ˆ 2 fa m in c
explog考虑如果我们想知道时的百分比变化我们不能只报告因为所以22含二次式的模型u的模型我们不能单独将b解释为关于xy变化的度量我们需要将b如果感兴趣的是给定x的初始值和变动预测y的变化那么可以直接使用1
课堂提纲
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
24
wage
7.37
3.73
24.4
exper
25
对含二次式模型的进一步讨论
调整过的R2(The Adjusted R-squared)
因此， R2增加并不意味着加入新的变量一定 会提高模型拟合度。
调整过的R2是R2一个修正版本，当加入新的 解释变量，调整过的R2不一定增加。
R 21(SS /n (R (k 1 ) )1n(k 1 )SSR
SS /n (T 1 )
定义：
y i y 2 to su to a s m flqS ua S总 rT es平
y ˆi y 2exp slu o as m ifq nu e Sd a Sr解 E es释 u ˆi2 ressiu d os m u fq au S l a SrR 残 es 差平
SST= SSE + SSR
3
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
点后的零的个数，这样结果更好看一些。 既然这样做主要为了好看，我们希望本质的东西
不改变。
4
重新定义变量：一个例子
以下模型反映了婴儿出生体重与孕妇吸烟量和家 庭收入之间的关系：
(1) b w g h t ˆ 0 ˆ 1 c ig s ˆ 2 fa m in c
explog考虑如果我们想知道时的百分比变化我们不能只报告因为所以22含二次式的模型u的模型我们不能单独将b解释为关于xy变化的度量我们需要将b如果感兴趣的是给定x的初始值和变动预测y的变化那么可以直接使用1
课堂提纲
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
24
wage
7.37
3.73
24.4
exper
25
对含二次式模型的进一步讨论
计量经济学课程第4章(多元回归分析)
Page 2
§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
§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
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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
计量经济学-多元线性回归模型
多元线性回归模型的表达式
Y=β0+β1X1+β2X2+...+βkXk+ε，其中Y为因变 量，X1, X2,..., Xk为自变量，β0, β1,..., βk为回归 系数，ε为随机误差项。
多元线性回归模型的假设条件
包括线性关系假设、误差项独立同分布假设、无 多重共线性假设等。
研究目的与意义
研究目的
政策与其他因素的交互作用
多元线性回归模型可以引入交互项，分析政策与其他因素（如技 术进步、国际贸易等）的交互作用，更全面地评估政策效应。
实例分析：基于多元线性回归模型的实证分析
实例一
预测某国GDP增长率：收集该国历史数据，包括GDP、投资、消费、出口等变量，建立 多元线性回归模型进行预测，并根据预测结果提出政策建议。
最小二乘法原理
最小二乘法是一种数学优化技术，用 于找到最佳函数匹配数据。
残差是观测值与预测值之间的差，即 e=y−(β0+β1x1+⋯+βkxk)e = y (beta_0 + beta_1 x_1 + cdots + beta_k x_k)e=y−(β0+β1x1+⋯+βkxk)。
在多元线性回归中，最小二乘法的目 标是使残差平方和最小。
t检验
用于检验单个解释变量对被解释变量的影响 是否显著。
F检验
用于检验所有解释变量对被解释变量的联合 影响是否显著。
拟合优度检验
通过计算可决系数（R-squared）等指标， 评估模型对数据的拟合程度。
残差诊断
检查残差是否满足独立同分布等假设，以验 证模型的合理性。
04
多元线性回归模型的检验与 诊断
Y=β0+β1X1+β2X2+...+βkXk+ε，其中Y为因变 量，X1, X2,..., Xk为自变量，β0, β1,..., βk为回归 系数，ε为随机误差项。
多元线性回归模型的假设条件
包括线性关系假设、误差项独立同分布假设、无 多重共线性假设等。
研究目的与意义
研究目的
政策与其他因素的交互作用
多元线性回归模型可以引入交互项，分析政策与其他因素（如技 术进步、国际贸易等）的交互作用，更全面地评估政策效应。
实例分析：基于多元线性回归模型的实证分析
实例一
预测某国GDP增长率：收集该国历史数据，包括GDP、投资、消费、出口等变量，建立 多元线性回归模型进行预测，并根据预测结果提出政策建议。
最小二乘法原理
最小二乘法是一种数学优化技术，用 于找到最佳函数匹配数据。
残差是观测值与预测值之间的差，即 e=y−(β0+β1x1+⋯+βkxk)e = y (beta_0 + beta_1 x_1 + cdots + beta_k x_k)e=y−(β0+β1x1+⋯+βkxk)。
在多元线性回归中，最小二乘法的目 标是使残差平方和最小。
t检验
用于检验单个解释变量对被解释变量的影响 是否显著。
F检验
用于检验所有解释变量对被解释变量的联合 影响是否显著。
拟合优度检验
通过计算可决系数（R-squared）等指标， 评估模型对数据的拟合程度。
残差诊断
检查残差是否满足独立同分布等假设，以验 证模型的合理性。
04
多元线性回归模型的检验与 诊断
计量经济实验报告多元(3篇)
第1篇一、实验目的本次实验旨在通过多元线性回归模型，分析多个自变量与因变量之间的关系，掌握多元线性回归模型的基本原理、建模方法、参数估计以及模型检验等技能，提高运用计量经济学方法解决实际问题的能力。
二、实验背景随着经济的发展和社会的进步，影响一个变量的因素越来越多。
在经济学、管理学等领域，多元线性回归模型被广泛应用于分析多个变量之间的关系。
本实验以某地区居民消费支出为例，探讨影响居民消费支出的因素。
三、实验数据本实验数据来源于某地区统计局，包括以下变量：1. 消费支出（Y）：表示居民年消费支出，单位为元；2. 家庭收入（X1）：表示居民家庭年收入，单位为元；3. 房产价值（X2）：表示居民家庭房产价值，单位为万元；4. 教育水平（X3）：表示居民受教育程度，分为小学、初中、高中、大专及以上四个等级；5. 通货膨胀率（X4）：表示居民消费价格指数，单位为百分比。
四、实验步骤1. 数据预处理：对数据进行清洗、缺失值处理和异常值处理，确保数据质量。
2. 模型设定：根据理论知识和实际情况，建立多元线性回归模型：Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + ε其中，Y为因变量，X1、X2、X3、X4为自变量，β0为截距项，β1、β2、β3、β4为回归系数，ε为误差项。
3. 模型估计：利用统计软件（如SPSS、R等）对模型进行参数估计，得到回归系数的估计值。
4. 模型检验：对估计得到的模型进行检验，包括以下内容：（1）拟合优度检验：通过计算R²、F统计量等指标，判断模型的整体拟合效果；（2）t检验：对回归系数进行显著性检验，判断各变量对因变量的影响是否显著；（3）方差膨胀因子（VIF）检验：检验模型是否存在多重共线性问题。
5. 结果分析：根据模型检验结果，分析各变量对因变量的影响程度和显著性，得出结论。
五、实验结果与分析1. 拟合优度检验：根据计算结果，R²为0.812，F统计量为30.456，P值为0.000，说明模型整体拟合效果较好。
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-3多元线性回归模型
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
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
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》第三章 多元线性回归模型
总体回归函数也可表示为:
Yi 1 2 X 2i 3 X 3i ... k X ki ui
7
多元样本回归函数
Y 的样本条件均值表示为多个解释变量的函数
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ Yi 1 2 X 2i 3 X3i ... k X ki
或
ˆ ˆ ˆ ˆ Yi 1 2 X 2i 3 X3i ... k X ki ei
22
ˆ ˆ 因 2 是未知的，可用 2代替 2 去估计参数 β 的标
准误差:
ˆ ● 当为大样本时，用估计的参数标准误差对 β 作标 准化变换，所得Z统计量仍可视为服从正态分布 ˆ ●当为小样本时，用估计的参数标准误差对 β 作标
准化变换，所得的t统计量服从t分布： ˆ βk - βk t ~ t (n - k ) ^ ˆ SE( βk )
i i
i
e e 0 4.残差 ei 与 X 和
3.
i
e X
i
3i
ei X 2i 0
2i
X 3i 都不相关，即
ˆ 5.残差 ei 与 Yi 不相关，即
e Yˆ 0
i i
18
二、OLS估计式的性质－统计性质
OLS估计式（用矩阵表式） 1.线性特征:
ˆ = (X X)-1 X Y β
2 i
ˆ ei2 (Yi - Yi )2
ˆ X X ... X )]2 ˆ min e [Yi -(1 ˆ2 2i ˆ3 3i k ki
求偏导,令其为0:
( ei2 ) 0 ˆ
j
13
即 ˆ ˆ ˆ ˆ -2 Yi - (1 2 X 2i 3 X 3i ... ki X ki ) 0
Yi 1 2 X 2i 3 X 3i ... k X ki ui
7
多元样本回归函数
Y 的样本条件均值表示为多个解释变量的函数
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ Yi 1 2 X 2i 3 X3i ... k X ki
或
ˆ ˆ ˆ ˆ Yi 1 2 X 2i 3 X3i ... k X ki ei
22
ˆ ˆ 因 2 是未知的，可用 2代替 2 去估计参数 β 的标
准误差:
ˆ ● 当为大样本时，用估计的参数标准误差对 β 作标 准化变换，所得Z统计量仍可视为服从正态分布 ˆ ●当为小样本时，用估计的参数标准误差对 β 作标
准化变换，所得的t统计量服从t分布： ˆ βk - βk t ~ t (n - k ) ^ ˆ SE( βk )
i i
i
e e 0 4.残差 ei 与 X 和
3.
i
e X
i
3i
ei X 2i 0
2i
X 3i 都不相关，即
ˆ 5.残差 ei 与 Yi 不相关，即
e Yˆ 0
i i
18
二、OLS估计式的性质－统计性质
OLS估计式（用矩阵表式） 1.线性特征:
ˆ = (X X)-1 X Y β
2 i
ˆ ei2 (Yi - Yi )2
ˆ X X ... X )]2 ˆ min e [Yi -(1 ˆ2 2i ˆ3 3i k ki
求偏导,令其为0:
( ei2 ) 0 ˆ
j
13
即 ˆ ˆ ˆ ˆ -2 Yi - (1 2 X 2i 3 X 3i ... ki X ki ) 0
计量经济学实验报告(多元线性回归 自相关 )
计量经济学实验报告(多元线性回归自相关 )1. 背景计量经济学是一门关于经济现象的定量分析方法研究的学科。
它的发展使得我们可以对经济现象进行更加准确的分析和预测，并对社会发展提供有利的政策建议。
本文通过对多元线性回归模型和自相关模型的实验研究，来讨论模型的建立与评价。
2. 多元线性回归模型在多元线性回归模型中，我们可以通过各个自变量对因变量进行预测和解释。
例如，我们可以通过考虑家庭收入、年龄和教育程度等自变量，来预测某个家庭的消费水平。
多元线性回归模型的一般形式为：$y_i=\beta_0+\beta_1 x_{i1}+\beta_2 x_{i2}+...+\beta_k x_{ik}+\epsilon_i$在建立模型之前，我们需要对因变量和自变量进行观测和测算。
例如，我们可以通过调查一定数量的家庭，获得他们的收入、年龄、教育程度和消费水平等数据。
接下来，我们可以通过多元线性回归模型，对家庭消费水平进行预测和解释。
在实际的研究中，我们需要对多元线性回归模型进行评价。
其中一个重要的评价指标是 $R^2$ 值，它表示自变量对因变量的解释程度。
$R^2$ 值越高，说明多元线性回归模型的拟合程度越好。
3. 自相关模型在多元线性回归模型中，我们假设各个误差项之间相互独立，即不存在自相关性。
但实际上，各个误差项之间可能会互相影响，产生自相关性。
例如，在一个气温预测模型中，过去的温度对当前的温度有所影响，说明当前的误差项和过去的误差项之间存在相关性。
我们可以通过自相关函数来研究误差项之间的相关性。
自相关函数表示当前误差项和过去 $l$ 期的误差项之间的相关性。
其中，$l$ 称为阶数。
自相关函数的一般形式为：$\rho_l={\frac{\sum_{t=l+1}^{T}(y_t-\bar{y})(y_{t-l}-\bar{y})}{\sum_{t=1}^{T}(y_t-\bar{y})^2}}$在自相关模型中，我们通过对误差项进行差分或滞后变量，来消除误差项之间的自相关性。
计量经济学多元线性回归共57页文档
9
Beta系数
上例揭示了什么问题？ 被估计系数的大小是不可比较的。 一个相关的问题是，当变量大小差别过大时，在
回归中因运算近似而导致的误差会比较大。
10
Beta系数
有时，我们会看见“标准化系数”或“Beta系 数”，这些名称有着特殊的意义
使用Beta系数是因为有时我们把y和各个x替换 为标准化版本——也就是，减去均值后除以标准 离差。
-0.0289 (0.0057) --
0.0058 (0.0018) 7.3109 (0.0656) 1388 0.0298 2177.5778 1.2539
(3) bwght
--
-9.268 (1.832) 0.0927 (0.0292) 116.974 (1.049) 1388 0.0298 557.485.51 20.063
本章大纲
数据的测度单位换算对OLS统计量的影响 对函数形式的进一步讨论 拟合优度和回归元选择的进一步探讨 预测和残差分析
1
课堂提纲
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
2
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
5
改变被解释变量测度单位的影响
因为1磅＝16盎司，被解释变量被除以16。
b · w g h t / 1 6 ˆ 0 / 1 6 ( ˆ 1 / 1 6 ) c i g s ( ˆ 2 / 1 6 ) f a m i n c
比较第1列与第2列。 (1)中被估参数/16＝ (2)中被估参数 (1)中被估参数的标准差/16＝ (2)中被估参数的标准差 (1)和(2)中 t 统计量相同 R平方相同 (1)中SSR/（16*16）＝ (2)中SSR (1)中SER(标准差)/16＝ (2)中SER
Beta系数
上例揭示了什么问题？ 被估计系数的大小是不可比较的。 一个相关的问题是，当变量大小差别过大时，在
回归中因运算近似而导致的误差会比较大。
10
Beta系数
有时，我们会看见“标准化系数”或“Beta系 数”，这些名称有着特殊的意义
使用Beta系数是因为有时我们把y和各个x替换 为标准化版本——也就是，减去均值后除以标准 离差。
-0.0289 (0.0057) --
0.0058 (0.0018) 7.3109 (0.0656) 1388 0.0298 2177.5778 1.2539
(3) bwght
--
-9.268 (1.832) 0.0927 (0.0292) 116.974 (1.049) 1388 0.0298 557.485.51 20.063
本章大纲
数据的测度单位换算对OLS统计量的影响 对函数形式的进一步讨论 拟合优度和回归元选择的进一步探讨 预测和残差分析
1
课堂提纲
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
2
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
5
改变被解释变量测度单位的影响
因为1磅＝16盎司，被解释变量被除以16。
b · w g h t / 1 6 ˆ 0 / 1 6 ( ˆ 1 / 1 6 ) c i g s ( ˆ 2 / 1 6 ) f a m i n c
比较第1列与第2列。 (1)中被估参数/16＝ (2)中被估参数 (1)中被估参数的标准差/16＝ (2)中被估参数的标准差 (1)和(2)中 t 统计量相同 R平方相同 (1)中SSR/（16*16）＝ (2)中SSR (1)中SER(标准差)/16＝ (2)中SER
计量经济学多元线性回归
Yˆi ˆ0 ˆ1 X1i ˆ2 X 2i ˆki X Ki
i=1,2…n
• 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
Q
0
ˆ1
Q
0
ˆ
2
Q
0
ˆ k
Q
0
n
n
其
Q ei2 (Yi Yˆi )2
i 1
i 1
中n
2
(Yi (ˆ0 ˆ1 X1i ˆ2 X 2i ˆk X ki ))
可以证明，随机误差项u的方差的无偏估 计量为：
ˆ 2
e
2 i
e e
n k 1 n k 1
2、极大似然估计
• 对于多元线性回归模型
易知 Yi ~ N (Xiβ , 2 )
• Y的随机抽取的n组样本观测值的联合概率
L(βˆ , 2 ) Y1,Y2 ,,Yn )
1
e
1 2
2
(Yi
(
ˆ0
ˆ1
i1
• 于是得到关于待估参数估计值的正规方程组：
((ˆˆ00(ˆ0ˆˆ11XX1ˆ1i1i X1ˆiˆ22i XXˆ222ii
X 2i ˆk ˆk X ki ˆk X ki
X ki) ) X 1i )X 2i
Yi Yi Yi
X 1i X 2i
(ˆ0 ˆ1 X 1i ˆ2 X 2i ˆk X ki ) X ki Yi X ki
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ui的近似替代。
样本回归函数的矩阵表达:
Yˆ Xβˆ
其中：
ˆ0
βˆ
ˆ1
ˆ k
多元线性回归模型计量经济学
。
多重共线性诊断
通过计算自变量之间的相关系 数、条件指数等方法诊断是否
存在多重共线性问题。
异方差性检验
通过计算异方差性统计量、图 形化方法等检验误差项是否存
在异方差性。
03
多元线性回归模型的应用
经济数据的收集与整理
原始数据收集
通过调查、统计、实验等方式获取原始数据，确保数据的真实性 和准确性。
数据清洗和整理
在实际应用中，多元线性回归模型可能无法处理 非线性关系和复杂的数据结构，需要进一步探索 其他模型和方法。
随着大数据和人工智能技术的发展，多元线性回 归模型的应用场景将更加广泛和复杂，需要进一 步探索如何利用新技术提高模型的预测能力和解 释能力。
07
参考文献
参考文献
期刊论文
学术期刊是学术研究的重要载体， 提供了大量关于多元线性回归模 型计量经济学的最新研究成果。
学位论文
学位论文是学术研究的重要组成 部分，特别是硕士和博士论文， 对多元线性回归模型计量经济学 进行了深入的研究和探讨会议论文集中反映了多元线性回 归模型计量经济学领域的最新进 展和研究成果。
THANKS
感谢观看
模型定义
多元线性回归模型是一种用于描 述因变量与一个或多个自变量之 间线性关系的统计模型。
假设条件
假设误差项独立同分布，且误差项 的均值为0，方差恒定；自变量与 误差项不相关；自变量之间不存在 完全的多重共线性。
模型参数估计
最小二乘法
01
通过最小化残差平方和来估计模型参数，是一种常用的参数估
计方法。
05
案例分析
案例选择与数据来源
案例选择
选择房地产市场作为案例，研究房价 与影响房价的因素之间的关系。
多重共线性诊断
通过计算自变量之间的相关系 数、条件指数等方法诊断是否
存在多重共线性问题。
异方差性检验
通过计算异方差性统计量、图 形化方法等检验误差项是否存
在异方差性。
03
多元线性回归模型的应用
经济数据的收集与整理
原始数据收集
通过调查、统计、实验等方式获取原始数据，确保数据的真实性 和准确性。
数据清洗和整理
在实际应用中，多元线性回归模型可能无法处理 非线性关系和复杂的数据结构，需要进一步探索 其他模型和方法。
随着大数据和人工智能技术的发展，多元线性回 归模型的应用场景将更加广泛和复杂，需要进一 步探索如何利用新技术提高模型的预测能力和解 释能力。
07
参考文献
参考文献
期刊论文
学术期刊是学术研究的重要载体， 提供了大量关于多元线性回归模 型计量经济学的最新研究成果。
学位论文
学位论文是学术研究的重要组成 部分，特别是硕士和博士论文， 对多元线性回归模型计量经济学 进行了深入的研究和探讨会议论文集中反映了多元线性回 归模型计量经济学领域的最新进 展和研究成果。
THANKS
感谢观看
模型定义
多元线性回归模型是一种用于描 述因变量与一个或多个自变量之 间线性关系的统计模型。
假设条件
假设误差项独立同分布，且误差项 的均值为0，方差恒定；自变量与 误差项不相关；自变量之间不存在 完全的多重共线性。
模型参数估计
最小二乘法
01
通过最小化残差平方和来估计模型参数，是一种常用的参数估
计方法。
05
案例分析
案例选择与数据来源
案例选择
选择房地产市场作为案例，研究房价 与影响房价的因素之间的关系。
高级计量经济学 第二章 多元线性回归模型
高级计量经济学 第二章 多元线性回归模型
本章内容
古典线性回归(Ordinary Linear Squares)
模型估计方法和统计检验
其他模型估计方法
最大似然法（Maximum Likelihood） 广义矩法（Generalized Method of Moments）
模型设定与设定误差 虚拟变量的使用 建立多元回归模型时应注意的问题
斜率(dY/dX)
β1 β1Y/X β1Y β1/X -β1/X2 -β1Y/X2 β1+2β2X β1+β2Z
弹性(dY/dX)(X/Y)
β1X/Y β1 β1X β1/Y
-β1/(XY) -β1/X
(β1+2β2X)X/Y (β1+β2Z)X/Y
5
假定2：矩阵X是满秩的
X是一个n K 矩阵，X的秩应该等于K； 该假定也被称做识别条件。只有当识别条件得到
用下标R和UR区分有约束和无约束的回归方程R2 ，q为约束条件的个数，相应的F统计值计算公式 为：
F q ,N k 1E ER U S S E R N S S U S K R q S R 1 U 2 R R U 2 R R 2R N qK
最大似未知的总体分布，样 本数据提供了有关概率分布参数的信息，估计方法建立在 样本来自哪个概率分布的可能性最大基础之上。
对估计系数的统计检验
利用前述的估计量方差矩阵可以得到每个 估计参数的标准差sj，估计参数与该标准差 的比值为相应的t统计值。
利用t统计表（或相应的软件）可以得到与 模型自由度相对应的显著性水平，据此可 以判断结果在统计意义上的可靠性。
对模型参数的联合检验
同样的方法可以用于检验有关多个估计参数之间 关系的联合假设。
本章内容
古典线性回归(Ordinary Linear Squares)
模型估计方法和统计检验
其他模型估计方法
最大似然法（Maximum Likelihood） 广义矩法（Generalized Method of Moments）
模型设定与设定误差 虚拟变量的使用 建立多元回归模型时应注意的问题
斜率(dY/dX)
β1 β1Y/X β1Y β1/X -β1/X2 -β1Y/X2 β1+2β2X β1+β2Z
弹性(dY/dX)(X/Y)
β1X/Y β1 β1X β1/Y
-β1/(XY) -β1/X
(β1+2β2X)X/Y (β1+β2Z)X/Y
5
假定2：矩阵X是满秩的
X是一个n K 矩阵，X的秩应该等于K； 该假定也被称做识别条件。只有当识别条件得到
用下标R和UR区分有约束和无约束的回归方程R2 ，q为约束条件的个数，相应的F统计值计算公式 为：
F q ,N k 1E ER U S S E R N S S U S K R q S R 1 U 2 R R U 2 R R 2R N qK
最大似未知的总体分布，样 本数据提供了有关概率分布参数的信息，估计方法建立在 样本来自哪个概率分布的可能性最大基础之上。
对估计系数的统计检验
利用前述的估计量方差矩阵可以得到每个 估计参数的标准差sj，估计参数与该标准差 的比值为相应的t统计值。
利用t统计表（或相应的软件）可以得到与 模型自由度相对应的显著性水平，据此可 以判断结果在统计意义上的可靠性。
对模型参数的联合检验
同样的方法可以用于检验有关多个估计参数之间 关系的联合假设。
计量经济学-多元线性回归模型
e e ˆ n k 1 n k 12e i2 3-21
*二、最大或然估计
对于多元线性回归模型
Yi 0 1 X 1i 2 X 2 i k X ki i
易知
Yi ~ N ( X i β , 2 )
Y的随机抽取的n组样本观测值的联合概率 ˆ, L (β 2 ) P (Y1 , Y2 , , Yn )
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 012,, k 。
3-14
正规方程组的矩阵形式
n X 1i X ki
X X
1i 2 1i
X X X
ki
X
ki
X 1i
ˆ 0 1 1 ˆ X 11 X 12 1i ki 1 2 ˆ X ki k X k1 X k 2
ˆ 1 ˆ ˆ 2 β ˆ k
在离差形式下，参数的最小二乘估计结果为
ˆ β ( x x) 1 x Y
ˆ ˆ ˆ 0 Y 1 X 1 k X k
3-20
随机误差项的方差2的无偏估计
可以证明:随机误差项 的方差的无偏估计量为：
第三章
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 回归模型的参数约束
3-1
§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
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
计量经济学-多元线性回归分析
yi ˆ1 x1i ˆ2 x2i ˆk xki ei 其矩阵形式为
i=1,2…n
y xβˆ e
其中 ：
y1
y
y2
yn
x11
x
x12
x 21
x 22
xk1 xk2
x1n x2n xkn
ˆ1
βˆ
ˆ 2
ˆk
在离差形式下，参数旳最小二乘估计成果为
模型中解释变量旳数目为（k）
模型：Yt 1 2t X 2t k X kt ut
也被称为总体回归函数旳随机体现形式。它 旳 非随机体现式为:
E(Yi | X 2i , X 3i , X ki ) 1 2 X 2i 3 X 3i k X ki
方程表达：各变量X值固定时Y旳平均响应。
0.17033
2.652155 0.0157
R-squared
0.9954 Mean dependent var
928.4909
Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
βˆ (xx)1 xY
ˆ0 Y ˆ1 X 1 ˆk X k
⃟随机误差项旳方差旳无偏估计
能够证明，随机误差项旳方差旳无偏估计量为
ˆ 2 ei2 ee
nk nk
四、参数估计量旳性质
在满足基本假设旳情况下，其构造参数旳一般
最小二乘估计、最大或然估计及矩估计仍具有： 线性性、无偏性、有效性。
ˆ1
Байду номын сангаас
Q0
ˆ2
Q
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
2
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
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
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。
计量经济学-3多元线性回归模型
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
Y1 1 X11 X12 X1P 0 u1
Y2 Yn
1 1
X 21
X n1
X 22
X n2
X 2P
2
0
0 0
2
2I
计量经济学
3、u无自相关，Cov（ui，u j） E{[ui Eui ][u j Euj ]}
E（uiu j） 0 i j
4、解释变量X（j j 1，2，，p）与随机扰动项ui不相关，即Cov（X j，ui） 0
5、u服从正态分布，ui ~ N（0， 2）
E
(ˆ1
1 )(ˆ0
0
)
(ˆ1 1 )2
(ˆ1
1 )(ˆ P
P
)
(ˆP P )(ˆ0 0 ) (ˆP P )(ˆ1 1)
(ˆP P )2
计量经济学
Var(ˆ0 ) Cov(ˆ0 , ˆ1 ) Cov(ˆ0 , ˆP )
6、无多重共线。设（X i1，X i2，，X iP）为（X1，X 2，，X P）的第i个观测值，
1 X11 X12 X1P
记：
X
1 1
X 21
X n1
X 22
X n2
X2P
X nP
则：X为n （p 1）矩阵，且Rank（X） p 1
计量经济学
容易证明：
计量经济学
Y1 1 X11 X12 X1P 0 u1
Y2 Yn
1 1
X 21
X n1
X 22
X n2
X 2P
2
0
0 0
2
2I
计量经济学
3、u无自相关，Cov（ui，u j） E{[ui Eui ][u j Euj ]}
E（uiu j） 0 i j
4、解释变量X（j j 1，2，，p）与随机扰动项ui不相关，即Cov（X j，ui） 0
5、u服从正态分布，ui ~ N（0， 2）
E
(ˆ1
1 )(ˆ0
0
)
(ˆ1 1 )2
(ˆ1
1 )(ˆ P
P
)
(ˆP P )(ˆ0 0 ) (ˆP P )(ˆ1 1)
(ˆP P )2
计量经济学
Var(ˆ0 ) Cov(ˆ0 , ˆ1 ) Cov(ˆ0 , ˆP )
6、无多重共线。设（X i1，X i2，，X iP）为（X1，X 2，，X P）的第i个观测值，
1 X11 X12 X1P
记：
X
1 1
X 21
X n1
X 22
X n2
X2P
X nP
则：X为n （p 1）矩阵，且Rank（X） p 1
计量经济学
容易证明：
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，bˆj与bˆ j的关系如何？
13
Beta系数
可以看到
yˆi
ˆ y
y
ˆ1 ˆ y
bˆ1
xi1
ˆ1
x1
ˆ2 ˆ y
bˆ2
xi2 x2
ˆ2
... ˆk ˆ y
bˆk
xik
ˆk
xk
令
bˆ j
ˆ j ˆ y
bˆ j ,
j
1, 2,..., k
传统上bˆ j 被称为标准化系数或b 系数。
33
比较R2和Adjusted R2
R2和调整过的R2告诉我们，解释变量是否很好 地预测了，或“解释”了，手头数据中被解释 变量的值。
R2和调整过的R2并没有告诉我们 被包含变量是否统计显著 解释变量是否是被解释变量变动的真正原因 是否有遗漏变量偏误，或 是否选取了最合适的解释变量组合
15
函数形式
OLS也可以用在x和y不是严格线性的情况，通 过使用非线性方程，使得关于参数仍为线性。
可以取x，y（一个或全部）的自然对数 可以用x的平方形式 可以用x的交叉项
16
对数模型的解释
如果模型是 ln(y) = b0 + b1ln(x) + u b1是y对于x的弹性 如果模型是ln(y) = b0 + b1x + u b1近似是，给定一单位x的改变，y的百分比变化，
(1) yˆ bˆ0 bˆ1x bˆ2x2
(2) yˆ bˆ1 2bˆ2x x, so
(3)
yˆ x
bˆ1
2 bˆ2 x
22
含二次式的模型
如果感兴趣的是，给定x的初始值和变动，预测y 的变化，那么可以直接使用（1）。
一般来说，我们可以使用x的平均值，中值，或 上下四分位数来预测y，取决于我们感兴趣的问 题。
6
改变被解释变量测度单位的影响
因为1磅＝16盎司，被解释变量被除以16。 b·wght /16 bˆ0 /16 (bˆ1 /16)cigs (bˆ2 /16) fa min c
比较第1列与第2列。 (1)中被估参数/16＝ (2)中被估参数 (1)中被估参数的标准差/16＝ (2)中被估参数的标准差 (1)和(2)中 t 统计量相同 R平方相同 (1)中SSR/（16*16）＝ (2)中SSR (1)中SER(标准差)/16＝ (2)中SER
23
含二次式的模型
在许多情况下bˆ1 0，但bˆ2 <0。
例如w·age 3.73 0.298exp er 0.0061exp er2
(0.35) (0.041)
(0.0009)
以上式子意味着exp er对工资有递减的影响： w·age 0.298 2 * 0.0061* x
如果x 0，那么experience从0年增加到1年，工资增加0.298美元。 如果x 1，那么experience从0年增加到1年，值额外的0.286美元，等等。 在这个例子中，存在一个值，过了这个值后，x对y有负的影响。
意思是，如果xij改变一单位标准离差，则yi改变bˆj单位标准离差。
14
例子
price b0 b1nox b2crime b3rooms b4dist b5stratio u zpriˆce 0.340znox 0.143zcrime 0.514zrooms 0.235zdist 0.270zstratio
8
重新定义变量
改变变量y的测度单位会导致系数和标准差相应的改变， 所以解释变量系数显著性和对其解释没有改变。
改变一个变量x的测度单位会导致该变量系数和标准差的 相应改变，所以所有解释变量显著性和对其解释没有改 变。
如果被解释变量以对数形式出现，改变被解释变量度量 单位对任何斜率系数没有影响。
以下模型反映了婴儿出生体重与孕妇吸烟量和家 庭收入之间的关系： (1) b·wght bˆ0 bˆ1cigs bˆ2 fa min c
考虑如下单位变换： (2) 出生体重单位由盎司变为磅 (3) 香烟的支数变为包数
估计结果列于下表
5
Y (column) X (rows) Cigs
Packs
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
3
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
点后的零的个数，这样结果更好看一些。 既然这样做主要为了好看，我们希望本质的东西
不改变。
4
重新定义变量：一个例子
n 1 SST
32
调整过的R2
调整过的R2是1减去OLS残差的样本方差（修正 过自由度之后）与y的样本方差之比。
调整过的R2的三个有用性质：
因为(n-1)/(n-k-1)>1 ，所以调整过的R2总比R2小。 加入一个解释变量有两个相反的效果。（1）SSR降
低导致调整过的R2增加。（2） (n-1)/(n-k-1) 增加导 致调整过的R2降低。 调整过的R2可能是负的，发生在以下情况：所有解 释变量使残差平方和下降的太少，不足以抵消因子 (n-1)/(n-k-1)。 R2只有在过原点回归中才可能为负。
34
R2和Adjusted R2
在决定某个变量是否应该被加入模型时，R2和 Adjusted R2并非理想的工具。
决定一个解释变量是否属于模型的因素应该是， 该解释变量在总体中对y的局部效应是否为零。
35
拟合优度和解释变量选择的进一步探讨
Adjusted R-Squared
R2 1 SSR 1 SSR / n SST SST / n
7
改变解释变量测度单位的影响
现在香烟数量单位变为包。
b·wght bˆ0 (bˆ1 * 20)(cigs / 20) bˆ2 fa min c
现在比较 第(1)列和第(3)列。 变量faminc系数和截距项的估计值和其标准差分析同上。 packs的系数估计值和标准差变为20倍。 t 统计量相同 R平方相同 SSR相同 SER相同
那么，y首先随x上升而下降，但最终转向随x上 升而上升。
对于bˆ1 0，bˆ2 0，
转向点 x* bˆ1 2bˆ2 ，与bˆ1 0，bˆ2 0时相同。
27
交叉项
对于形式为y = b0 + b1x1 + b2x2 + b3x1x2 + u的模 型，我们不能单独将b1解释为关于x1，y变化的度 量，我们需要将b3也考虑进来，因为
10
Beta系数
上例揭示了什么问题？ 被估计系数的大小是不可比较的。 一个相关的问题是，当变量大小差别过大时，在
回归中因运算近似而导致的误差会比较大。
11
Beta系数
有时，我们会看见“标准化系数”或“Beta系 数”，这些名称有着特殊的意义
使用Beta系数是因为有时我们把y和各个x替换 为标准化版本——也就是，减去均值后除以标准 离差。
19
对数形式的限制
一个变量取零或负值，则不能使用对数。 如果y非负但可以取零，则有时使用log(1+y)。 当数据并非多数为零时，使用log(1+y) 估计，并
且假定变量为log(y)，解释所得的估计值，是可 以接受的。
20
慎重使用对数形式
注意到，当y取对数形式时，更难以预测 原变量的值，因为原模型允许我们预测 log(y)而不是y。
R2 = SSE/SST = 1 – SSR/SST
30
更多关于R2
当回归中加入另外的解释变量时，R2通常会 上升。 如果OLS使此解释变量取任何非零系数，那 么加入此变量之后，SSR降低了。 实际操作中，被估计系数精确取零是极其 罕见的，所以，当加入一个新解释变量后， 一般来说，SSR会降低。
来自log(cy)=log(c)+log(y)，改变y测度单位将改变截距， 不改变斜率系数。
9
Beta系数
考虑如下形式的样本回归方程：
ŷ=200+20,000x1 +0.2x2
我们能说x1是最重要的变量吗？ 现在，查看以下各个变量的单位：
y单位：美元 x1单位：美分 x2单位：千美元
24
wage
7.37
3.73
24.4
exper
25
对含二次式模型的进一步讨论
假如x的系数为正， x2的系数为负。 那么，y首先随x上升而上升，但最终转向随x上
升而下降。
对于bˆ1 0，bˆ2 0，转向点 x* bˆ1 2bˆ2 。
26
对含二次式模型的进一步讨论
假如x的系数为负， x2的系数为正。
系数反映对于一单位x的标准离差的y的标准离差。
12
Beta系数
样本回归方程的标准形式是
µyi bˆ0 bˆ1x1 bˆ2 x2 ... bˆk xk
标准化 yi和 xi，zy
yi y
ˆ y
,
zxj
xij x j 。
ˆ j
现在将z
y向z
x
回归得到
j
zˆ y bˆ1zx1 bˆ2zx2 ... bˆk zxk
多元回归分析 Multiple Regression Analysis
y = b0 + b1x1 + b2x2 + . . . bkxk + u
4.进一步的问题
1
本章大纲
数据的测度单位换算对OLS统计量的影响 对函数形式的进一步讨论 拟合优度和回归元选择的进一步探讨 预测和残差分析
2
课堂提纲
18
一些经验法则
什么类型的变量经常用对数形式？
肯定为正的钱数：工资，薪水，企业销售额和企业市 值。
非常大的变量：如人口，雇员总数和学校注册人数等。
13
Beta系数
可以看到
yˆi
ˆ y
y
ˆ1 ˆ y
bˆ1
xi1
ˆ1
x1
ˆ2 ˆ y
bˆ2
xi2 x2
ˆ2
... ˆk ˆ y
bˆk
xik
ˆk
xk
令
bˆ j
ˆ j ˆ y
bˆ j ,
j
1, 2,..., k
传统上bˆ j 被称为标准化系数或b 系数。
33
比较R2和Adjusted R2
R2和调整过的R2告诉我们，解释变量是否很好 地预测了，或“解释”了，手头数据中被解释 变量的值。
R2和调整过的R2并没有告诉我们 被包含变量是否统计显著 解释变量是否是被解释变量变动的真正原因 是否有遗漏变量偏误，或 是否选取了最合适的解释变量组合
15
函数形式
OLS也可以用在x和y不是严格线性的情况，通 过使用非线性方程，使得关于参数仍为线性。
可以取x，y（一个或全部）的自然对数 可以用x的平方形式 可以用x的交叉项
16
对数模型的解释
如果模型是 ln(y) = b0 + b1ln(x) + u b1是y对于x的弹性 如果模型是ln(y) = b0 + b1x + u b1近似是，给定一单位x的改变，y的百分比变化，
(1) yˆ bˆ0 bˆ1x bˆ2x2
(2) yˆ bˆ1 2bˆ2x x, so
(3)
yˆ x
bˆ1
2 bˆ2 x
22
含二次式的模型
如果感兴趣的是，给定x的初始值和变动，预测y 的变化，那么可以直接使用（1）。
一般来说，我们可以使用x的平均值，中值，或 上下四分位数来预测y，取决于我们感兴趣的问 题。
6
改变被解释变量测度单位的影响
因为1磅＝16盎司，被解释变量被除以16。 b·wght /16 bˆ0 /16 (bˆ1 /16)cigs (bˆ2 /16) fa min c
比较第1列与第2列。 (1)中被估参数/16＝ (2)中被估参数 (1)中被估参数的标准差/16＝ (2)中被估参数的标准差 (1)和(2)中 t 统计量相同 R平方相同 (1)中SSR/（16*16）＝ (2)中SSR (1)中SER(标准差)/16＝ (2)中SER
23
含二次式的模型
在许多情况下bˆ1 0，但bˆ2 <0。
例如w·age 3.73 0.298exp er 0.0061exp er2
(0.35) (0.041)
(0.0009)
以上式子意味着exp er对工资有递减的影响： w·age 0.298 2 * 0.0061* x
如果x 0，那么experience从0年增加到1年，工资增加0.298美元。 如果x 1，那么experience从0年增加到1年，值额外的0.286美元，等等。 在这个例子中，存在一个值，过了这个值后，x对y有负的影响。
意思是，如果xij改变一单位标准离差，则yi改变bˆj单位标准离差。
14
例子
price b0 b1nox b2crime b3rooms b4dist b5stratio u zpriˆce 0.340znox 0.143zcrime 0.514zrooms 0.235zdist 0.270zstratio
8
重新定义变量
改变变量y的测度单位会导致系数和标准差相应的改变， 所以解释变量系数显著性和对其解释没有改变。
改变一个变量x的测度单位会导致该变量系数和标准差的 相应改变，所以所有解释变量显著性和对其解释没有改 变。
如果被解释变量以对数形式出现，改变被解释变量度量 单位对任何斜率系数没有影响。
以下模型反映了婴儿出生体重与孕妇吸烟量和家 庭收入之间的关系： (1) b·wght bˆ0 bˆ1cigs bˆ2 fa min c
考虑如下单位变换： (2) 出生体重单位由盎司变为磅 (3) 香烟的支数变为包数
估计结果列于下表
5
Y (column) X (rows) Cigs
Packs
重新定义变量的影响
估计系数 R 平方 t 统计量
函数形式
对数函数形式 含二次式的模型 含交叉项的模型
3
重新定义变量
为什么我们想这样做？ 数据测度单位变换经常被用于减少被估参数小数
点后的零的个数，这样结果更好看一些。 既然这样做主要为了好看，我们希望本质的东西
不改变。
4
重新定义变量：一个例子
n 1 SST
32
调整过的R2
调整过的R2是1减去OLS残差的样本方差（修正 过自由度之后）与y的样本方差之比。
调整过的R2的三个有用性质：
因为(n-1)/(n-k-1)>1 ，所以调整过的R2总比R2小。 加入一个解释变量有两个相反的效果。（1）SSR降
低导致调整过的R2增加。（2） (n-1)/(n-k-1) 增加导 致调整过的R2降低。 调整过的R2可能是负的，发生在以下情况：所有解 释变量使残差平方和下降的太少，不足以抵消因子 (n-1)/(n-k-1)。 R2只有在过原点回归中才可能为负。
34
R2和Adjusted R2
在决定某个变量是否应该被加入模型时，R2和 Adjusted R2并非理想的工具。
决定一个解释变量是否属于模型的因素应该是， 该解释变量在总体中对y的局部效应是否为零。
35
拟合优度和解释变量选择的进一步探讨
Adjusted R-Squared
R2 1 SSR 1 SSR / n SST SST / n
7
改变解释变量测度单位的影响
现在香烟数量单位变为包。
b·wght bˆ0 (bˆ1 * 20)(cigs / 20) bˆ2 fa min c
现在比较 第(1)列和第(3)列。 变量faminc系数和截距项的估计值和其标准差分析同上。 packs的系数估计值和标准差变为20倍。 t 统计量相同 R平方相同 SSR相同 SER相同
那么，y首先随x上升而下降，但最终转向随x上 升而上升。
对于bˆ1 0，bˆ2 0，
转向点 x* bˆ1 2bˆ2 ，与bˆ1 0，bˆ2 0时相同。
27
交叉项
对于形式为y = b0 + b1x1 + b2x2 + b3x1x2 + u的模 型，我们不能单独将b1解释为关于x1，y变化的度 量，我们需要将b3也考虑进来，因为
10
Beta系数
上例揭示了什么问题？ 被估计系数的大小是不可比较的。 一个相关的问题是，当变量大小差别过大时，在
回归中因运算近似而导致的误差会比较大。
11
Beta系数
有时，我们会看见“标准化系数”或“Beta系 数”，这些名称有着特殊的意义
使用Beta系数是因为有时我们把y和各个x替换 为标准化版本——也就是，减去均值后除以标准 离差。
19
对数形式的限制
一个变量取零或负值，则不能使用对数。 如果y非负但可以取零，则有时使用log(1+y)。 当数据并非多数为零时，使用log(1+y) 估计，并
且假定变量为log(y)，解释所得的估计值，是可 以接受的。
20
慎重使用对数形式
注意到，当y取对数形式时，更难以预测 原变量的值，因为原模型允许我们预测 log(y)而不是y。
R2 = SSE/SST = 1 – SSR/SST
30
更多关于R2
当回归中加入另外的解释变量时，R2通常会 上升。 如果OLS使此解释变量取任何非零系数，那 么加入此变量之后，SSR降低了。 实际操作中，被估计系数精确取零是极其 罕见的，所以，当加入一个新解释变量后， 一般来说，SSR会降低。
来自log(cy)=log(c)+log(y)，改变y测度单位将改变截距， 不改变斜率系数。
9
Beta系数
考虑如下形式的样本回归方程：
ŷ=200+20,000x1 +0.2x2
我们能说x1是最重要的变量吗？ 现在，查看以下各个变量的单位：
y单位：美元 x1单位：美分 x2单位：千美元
24
wage
7.37
3.73
24.4
exper
25
对含二次式模型的进一步讨论
假如x的系数为正， x2的系数为负。 那么，y首先随x上升而上升，但最终转向随x上
升而下降。
对于bˆ1 0，bˆ2 0，转向点 x* bˆ1 2bˆ2 。
26
对含二次式模型的进一步讨论
假如x的系数为负， x2的系数为正。
系数反映对于一单位x的标准离差的y的标准离差。
12
Beta系数
样本回归方程的标准形式是
µyi bˆ0 bˆ1x1 bˆ2 x2 ... bˆk xk
标准化 yi和 xi，zy
yi y
ˆ y
,
zxj
xij x j 。
ˆ j
现在将z
y向z
x
回归得到
j
zˆ y bˆ1zx1 bˆ2zx2 ... bˆk zxk
多元回归分析 Multiple Regression Analysis
y = b0 + b1x1 + b2x2 + . . . bkxk + u
4.进一步的问题
1
本章大纲
数据的测度单位换算对OLS统计量的影响 对函数形式的进一步讨论 拟合优度和回归元选择的进一步探讨 预测和残差分析
2
课堂提纲
18
一些经验法则
什么类型的变量经常用对数形式？
肯定为正的钱数：工资，薪水，企业销售额和企业市 值。
非常大的变量：如人口，雇员总数和学校注册人数等。