计量经济学讲义第一讲(共十讲).doc

1、浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列1第一讲 普通最小二乘法的代数一、 问题假定 y 与 x 具有近似的线性关系：，其中 是随机误差项。我们对01这两个参数的值一无所知。我们的任务是利用、样本数据去猜测 的取值。现在，我们手中就有01、一个样本容量为 N 的样本，其观测值是：。问题是，如何利用该样本12(,),.(,)yxyx来猜测 的取值？01、为了回答上述问题，我们可以首先画出这些观察值的散点图（横轴 x，纵轴 y） 。既然 y 与 x 具有近似的线性关系，那么我们就在图中拟合一条直线：。该直线是对 y 与 x 的真实关系的近似，01y而 分别是对 的猜测（估计） 。问题是，如,01,何确定

2、 与 ，以使我们的猜测看起来是合理的呢？01笔记：1、为什么要假定 y 与 x 的关系是 呢？一种合01yx理的解释是，某一经济学理论认为 x 与 y 具有线性的因果关系。该理论在讨论 x 与 y 的关系时认为影响 y 的其他因素是不重要的，这些因素对 y 的影响即为模型中的误差项。浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列22、 被称为总体回归模型。由该模型有：01yx。既然 代表其他不重要因素对E()E()y 的影响，因此标准假定是： 。故进而有：0x，这被称为总体回归方程（函数） ，而01x相应地被称为样本回归方程。由样本回归方程确定的 与 是有差异的， 被称为残差 。进而有：yy，这被称为样本

3、回归模型。01x二、 两种思考方法法一：与 是 N 维空间的两12(,.)Ny12(,.)y点， 与 的选择应该是这两点的距离最短。这可0以归结为求解一个数学问题： 01012 201 , ,()()NNi iii iMnynyx由于 是残差 的定义，因此上述获得 与 的i i1方法即是 与 的值应该使残差平方和最小。01法二：给定 ，看起来 与 越近越好（最近距离是 0） 。ixiyi然而，当你选择拟合直线使得 与 是相当近的时候，iiy与 的距离也许变远了，因此存在一个权衡。一jyj种简单的权衡方式是，给定 ，拟合直线的12,.Nx浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列3选择应该使 与 、 与

4、 、.、 与 的距离的1y22yNy平均值是最小的。距离是一个绝对值，数学处理较为麻烦，因此，我们把第二种思考方法转化求解数学问题： 01 012 201 , ,()/()/NNi iii iMnyMnyxN由于 N 为常数，因此法一与法二对于求解 与 的值是无差异的。三、 求解定义 ，利用一阶条件，有：2011()NiiiQyx0102()(0 (1)iiiiiyx由（1）也有： 01yx在这里 、1Ni1Ni浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列4笔记：这表明：1、样本回归函数 过点 ，即穿01yx(,)y过数据集的中心位置；2、 （你能证明吗？） ，这意味着，尽管 的取值不能保证 ，但 的取

5、值能够保01、 ii01、证 的平均值与 的平均值相等；3、虽然不能保证每一个残差yy都为 0，但我们可以保证残差的平均值为 0。从直觉上看，作为对 的一个良好的猜测，它们应该满足这样1、 01、的性质。 0112()(0 (2)0iiiiiiQyxx笔记：对于简单线性回归模型： ，在 OLS 法下，01yx由正规方程（1）可知，残差之和为零【注意：只有拟合直线带有截距时才存在正规方程（1） 】 。由正规方程（2） ，并结合正规方程（1）有： 10()()0(,)i ii iixxxCov见 练 习 （ ） 提 示无论用何种估计方法，我们都希望残差所包含的信息价值很小，浙江工商大学金融学院姚耀

6、军讲义系列5如果残差还含有大量的信息价值，那么该估计方法是需要改进的！对模型 利用 OLS，我们能保证（1）：残01yx差均值为零；（2）残差与解释变量 x 不相关【一个变量与另一个变量相关是一个重要的信息】 。方程（1）与（2）被称为正规方程，把带入（2） ，有：01yx11()0iiiiiyxy上述获得 的方法就是普通最小二乘法（OLS） 。0、练习：（1）验证： 222()()()iiiiiiiyxyxxyNx提示：定义 的离差为 ，则离差之和 必iZiizZ10Niz为零。利用这个简单的代数性质，不难得到：浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列6()()iiiiiiiyxyx笔记：定义 y

7、 与 x 的样本协方差、x 的样本方差分别为：，2(,)()/iiiCovxyNVar则 。1(,)xy上述定义的样本协方差及其样本方差分别是对总体协方差 及xy其总体方差 的有偏估计。相应的无偏估计是：2x22()/(1)yiixisxyN基于前述对 与 的定义，可以验证：()Var(,)Cov2(,)bVarxyvy其中 a，b 是常数。值得指出的是，在本讲义中，在没有引起混淆的情况下，我们有时也用 、 来表示总体方()rx(,)o差与协方差，不过上述公式同样成立。（2）假定 ，用 OLS 法拟合一个过原点的yx直线： ，求证在 OLS 法下有：浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列72ixy

8、并验证： 222iiiy笔记：1、现在只有一个正规方程，该正规方程同样表明。然而，由于模型无截距，因此在 OLS 法下我们0ix不能保证 恒成立。所以，尽管 成立，但i 0ix现在该式并不意味着 成立。(,)0Covx2、无截距回归公式的一个应用： 01 101()()()ii iiiyyxx定义 、 、 ，则iiFyiiDiie。按照 OLS 无截距回归公式，有：1e22()iiiyx（3）假定 ，用 OLS 法拟合一水平直线，即：y，求证 。笔记：证明上式有两种思路，一种思路是求解一个最优化问题，浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列8我们所获得的一个正规方程同样是 ；另外一种思路是，0i模型

9、 是模型 的特例，利用 的yyx0ix结论，注意到此时 ，因此同样有 。1i i（4）对模型 进 OLS 估计，证明残差01yx与 样本不相关，即 。(,)0Covy四、 拟合程度的判断（一）方差分解及其 R2 的定义可以证明， 。()()()VaryVar证明： 2,y Covy011(,)(,)(,)0CovvxxVaryVar方差表示一个变量波动的信息。方差分解亦是信息分解。建立样本回归函数 时，从直觉上看，01x我们当然希望关于 的波动信息能够最大程度地体现y关于 的波动信息。因此，我们定义判定系数y，显然， 。如果 R2 大，则 的2()VarR201y波动信息就越能够被 的波动信息

10、所体现。R 2 也被称y为拟合优度。当 时， ，而残差均值又2()0Var浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列9为零，因此着各残差必都为零，故样本回归直线与样本数据完全拟合。（二）总平方和、解释平方和与残差平方和定义： 222()()()ii iiiTSyEyR其中 TSS、ESS、RSS 分别被称为总平方和、解释平方和与残差平方和。根据方差分解，必有：TSS=ESS+RSS。因此， 2/1/ESTRST（三）关于 R2 的基本结论1、R 2 也是 与 的样本相关系数 r 的平方。y证明： 22 2(,)()(,)()CovVayCovVaryyrrRVa2、对于简单线性回归模型： ， R2 是

11、01xy 与 x 的样本相关系数的平方。证明： 22 22 0112(,+)(,) (,)R),()xyCovovyCovyxVarVarVar浙江工商大学金融学院姚耀军讲义系列10练习：（1）对于模型： ，证明在 OLS 法下yR2=0。（2）对于模型： ，证明在 OLS 法01x21()Vary警告！软件包通常是利用公式 ，其中21/RST来计算 R2。应该注意到，我们在得到结2iRS论时利用了 的性质，222()()i iiyy0而该性质只有在拟合直线带有截距时才成立，因此，如果拟合直线无截距，则上述结论并不一定成立，因此，此时我们不能保证 R2 为一非负值。总而言之，在利用 R2 时，我们的模型一定要带有截距。当然，还有一个大前提，即我们所采用的估计方法是OLS。五、 自由度与调整的 R2如果在模型中增加解释变量，那么总的平方和不变，但残差平方和至少不会增加，一般是减少的。为什么呢？举一个例子。假如我们用 OLS 法得到的模