计量经济分析方法与建模》第二版课件-第03章__基本回归模型

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1、1,第三章 基本回归模型,经济计量研究始于经济学中的理论假设，根据经济理论设定变量间的一组关系，如消费理论、生产理论和各种宏观经济理论，对理论设定的关系进行定量刻画，如消费函数中的边际消费倾向、生产函数中的各种弹性等进行实证研究。单方程回归是最丰富多彩和广泛使用的统计技术之一。本章介绍EViews中基本回归技术的使用，说明并估计一个回归模型，进行简单的特征分析并在深入的分析中使用估计结果。随后的章节讨论了检验和预测，以及更高级，专业的技术，如加权最小二乘法、二阶段最小二乘法(TSLS)、非线性最小二乘法、ARIMA/ARIMAX模型、GMM（广义矩估计）、GARCH模型和定性的有限因变量模型。

2、这些技术和模型都建立在本章介绍的基本思想的基础之上。,2,对于本章及随后章节所讨论的技术，可以使用下列的经济计量学教科书作为参考。下面列出了标准教科书(逐渐变难)： (1) Pindyck，Rubinfeld (1991), Econometric Models and Economic Forecasts, 经济计量模型和经济预测，第三版。 (2) Johnston 和 DiNardo (1997)，Economtric Methods, 经济计量方法，第四版。 (3) Greene (1997)，Economtric Analysis, 经济计量分析，第三版。 (4) Davidson 和

3、MacKinon (1993)，Estimation and Inference in Econometrics , 经济计量学中的估计和推断。,3,一、普通最小二乘法（OLS） 1.最小二乘原理,设（x1，y1），（x2，y2），（xn，yn）是平面直角坐标系下的一组数据，且x1 x2 xn，如果这组图像接近于一条直线，我们可以确定一条直线y = a + bx ，使得这条直线能反映出该组数据的变化。 如果用不同精度多次观测一个或多个未知量，为了确定各未知量的可靠值，各观测量必须加改正数，使其各改正数的平方乘以观测值的权数的总和为最小。因而称最小二乘法。,4,一、普通最小二乘法（OLS） 1.

4、最小二乘原理,设双变量的总体回归方程为 yt= B1 + B2xt +t 样本回归函数为 yt= b1 + b2xt + et 其中，et为残差项， 5-3式为估计方程，b1 和b2分别为B1和B2的估计量， 因而 e = 实际的yt 估计的yt,5,一、普通最小二乘法（OLS） 1.最小二乘原理,估计总体回归函数的最优方法是选择B1和B2的估计量b1 ，b2，使得残差et尽可能达到最小。 用公式表达即为 总之，最小二乘原理就是选择样本回归函数使得y的估计值与真实值之差的平方和最小。,6,三、多元线性回归模型,通常情况下，将含有多个解释变量的线性回归模型（多元线性回归模型）写成如下形式， yi

5、 = 0 + 1 x1i +2 x2i+3 x3i+k xki + ui （i=1，2，n） 其中，y为被解释变量，也被称为因变量；x为解释变量或自变量；u是随机误差项（random error term），也被称为误差项或扰动项； n为样本个数。,7,三、 多元线性回归模型,在多元线性回归模型中，要求解释变量x1，x2，xk之间互不相关，即该模型不存在多重共线性问题。如果有两个变量完全相关，就出现了完全多重共线性，这时参数是不可识别的，模型无法估计。,8,三、 多元线性回归模型,通常情况下，把多元线性回归方程中的常数项看作虚拟变量的系数，在参数估计过程中该常数项始终取值为1。因而模型的解释变

6、量个数为k+1.多元回归模型的矩阵形式为 Y = X + u 其中，Y是因变量观测值的T维列向量；X是所有自变量（包括虚拟变量）的T个样本点观测值组成的T（k+1）的矩阵；是k+1维系数向量；u是T维扰动项向量。,9,四、 线性回归模型的基本假定,线性回归模型必须满足以下几个基本假定： 假定1：随机误差项u具有0均值和同方差，即 E ( ui ) = 0 i=1，2，n Var ( ui ) = 2 i=1，2，n 其中，E表示均值，也称为期望，在这里随机误差项u的均值为0。Var表示随机误差项u的方差，对于每一个样本点i，即在i=1，2，n的每一个数值上，解释变量y对被解释变量x的条件分布具

7、有相同的方差。当这一假定条件不成立是，称该回归模型存在异方差问题。,10,四、 线性回归模型的基本假定,假定2：不同样本点下的随机误差项u之间是不相关的，即 Cov（ui，uj）=0，ij，i，j=1，2，n 其中，cov表示协方差。当此假定条件不成立时，则称该回归模型存在序列相关问题，也称为自相关问题。,11,四、 线性回归模型的基本假定,假定3：同一个样本点下的随机误差项u与解释变量x之间不相关，即 Cov（xi，ui）=0 i=1，2，n,12,四、 线性回归模型的基本假定,假定4：随机误差项u服从均值为0、同方差的正态分布，即 u N（0，2） 如果回归模型中没有被列出的各因素是独立的

8、随机变量，则随着这些随机变量个数的增加，随机误差项u服从正态分布。,13,四、 线性回归模型的基本假定,假定5：解释变量x1，x2，xi是非随机的确定性变量，并且解释变量间互不相关。则这说明yi的概率分布具有均值，即 E（yi|xi）= E（0 +1xi +ui）=0 +1xi 该式被称为总体回归函数。 如果两个或多个解释变量间出现了相关性，则说明该模型存在多重共线性问题。,14,五、 线性回归模型的检验 1.拟合优度检验,拟合优度检验用来验证回归模型对样本观测值（实际值）的拟合程度，可通过R2统计量来检验。,15,五、 线性回归模型的检验 1.拟合优度检验,公式 三者的关系为 TSS = R

9、SS +ESS TSS为总体平方和， RSS为残差平方和， ESS为回归平方和。,16,五、 线性回归模型的检验 1.拟合优度检验,总体平方和（TSS）反映了样本观测值总体离差的大小，也被称为离差平方和；残差平方（RSS）说明的是样本观测值与估计值偏离的程度，反映了因变量总的波动中未被回归模型所解释的部分；回归平方和（ESS）反映了拟合值总体离差大小，这个拟合值是根据模型解释变量算出来的。,17,五、 线性回归模型的检验 1.拟合优度检验,拟合优度R2的计算公式为 R2 = ESS / TSS = 1RSS / TSS 当回归平方（ESS）和与总体平方和（TSS）较为接近时，模型的拟合程度较好

10、；反之，则模型的拟合程度较差。因此，模型的拟合程度可通过这两个指标来表示。,18,五、 线性回归模型的检验 2.显著性检验,变量显著性检验（t检验） 检验中的原假设为： H0：i= 0， 备择假设为： H1：i 0， 如果原假设成立，表明解释变量x对被解释变量y没有显著的影响；当原假设不成立时，表明解释变量x对被解释变量y有显著的影响，此时接受备择假设。,19,五、 线性回归模型的检验 2.显著性检验,方程显著性检验（F 检验） 原假设为： H0：1= 0，2= 0，k= 0， 备择假设为： H1：i 中至少有一个不为 0， 如果原假设成立，表明解释变量x对被解释变量y没有显著的影响；当原假设

11、不成立时，表明解释变量x对被解释变量y有显著的影响，此时接受备择假设。,20,五、 线性回归模型的检验 2.显著性检验,方程显著性检验（F 检验） F 统计量为 该统计量服从自由度为（k，nk1）的F分布。给定一个显著性水平，当F统计量的数值大于该显著性水平下的临界值F（k，nk1）时，则在（1）的水平下拒绝原假设H0，即模型通过了方程的显著性检验，模型的线性关系显著成立。,21,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,（1）图示检验法 图示检验法通过散点图来判断用OLS方法估计的模型异方差性，这种方法较为直观。通常是先将回归模型的残差序列和因变量一起绘制一个散点图，进而判断是否存在相关性

12、，如果两个序列的相关性存在，则该模型存在异方差性。,22,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,（1）图示检验法 检验步骤： 建立方程对象进行模型的OLS（最小二乘）估计，此时产生的残差保存在主窗口界面的序列对象resid中。 建立一个新的序列对象，并将残差序列中的数据复制到新建立的对象中。 然后选择主窗口中的“Quick” | “Graph” | “Scatter”选项，生成散点图，进而可判断随机项是否存在异方差性。,23,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,（2）怀特（White）检验法 检验步骤： 用OLS（最小二乘法）估计回归方程，得到残差e。 作辅助回归模型： 求辅助回

13、归模型的拟合优度R2的值。 White检验的统计量服从2分布，即 N R 2 2 (k) 其中，N为样本容量，k为自由度，k等于辅助回归模型（）中解释变量的个数。如果2值大于给点显著性水平下对应的临界值，则可以拒绝原假设，即存在异方差；反之，接受原假设，即不存在异方差。,24,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,（2）怀特（White）检验法 White检验的统计量服从2分布，即 N R 2 2 (k) 其中，N为样本容量，k为自由度，k等于辅助回归模型（）中解释变量的个数。如果2值大于给点显著性水平下对应的临界值，则可以拒绝原假设，即存在异方差；反之，接受原假设，即不存在异方差。,2

14、5,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,（2）怀特（White）检验法 在EViews5.1软件中选择方程对象工具栏中的“View” | “Residual Tests” | “White Heteroskedasticity”选项即可完成操作。,26,五、 线性回归模型的检验 3.异方差性检验,异方差性的后果 ： 当模型出现异方差性时，用OLS（最小二乘估计法）得到的估计参数将不再有效；变量的显著性检验（t检验）失去意义；模型不再具有良好的统计性质，并且模型失去了预测功能。,27,五、 线性回归模型的检验 4.序列相关检验,方法： （1）杜宾（D .W .Durbin-Watson）

15、检验法 （2）LM（拉格朗日乘数Lagrange Multiplier）检验法,28,五、 线性回归模型的检验 4.序列相关检验,（1）杜宾（D .W .Durbin-Watson）检验法 J. Durbin, G. S. Watson于1950年提出了D .W .检验法。它是通过对残差构成的统计量来判断误差项ut 是否存在自相关。D .W .检验法用来判定一阶序列相关性的存在。 D .W .的统计量为,29,五、 线性回归模型的检验 4.序列相关检验,（1）杜宾（D .W .Durbin-Watson）检验法 如果， 0 D .W . dt ，存在一阶正自相关 dt D .W . du ，不

16、能确定是否存在自相关 du D .W . 4du ，不存在自相关 4du D .W . 4dt 不能确定是否存在自相关 4dt D .W . 4 ，存在一阶负自相关,30,五、 线性回归模型的检验 4.序列相关检验,（1）杜宾（D .W .Durbin-Watson）检验法 使用D .W .检验时应注意，因变量的滞后项yt-1不能作为回归模型的解释变量，否则D .W .检验失效。另外，样本容量应足够大，一般情况下，样本数量应在15个以上。,31,五、 线性回归模型的检验 4.序列相关检验,（2）LM（拉格朗日乘数Lagrange Multiplier）检验法 LM 检验原假设和备择假设分别为： H0：直到p阶滞后不存在序列相关 H1：存在p阶序列相关 LM的统计量为 LM = nR2 2（ p） 其中，n为样本容量，R2为辅助回归模型的拟合优度。LM统计量服从渐