1、1,Chapter 2簡單迴歸模型,2,簡單迴歸模型的定義,y = 0 + 1x + u，它代表變數 x 及 y 之間的關連，因此也可將它稱為“兩變數線性迴歸模型”或 “二元線性迴歸模型”。在方程式中，變數 y 及x 常常交替使用幾種不同的名稱。,3,簡單迴歸的術語,4,簡單迴歸模型的定義,在計量經濟中“應變數”與“自變數”是很常用的。不過要注意自變數的英文“independent” 在這裡並不是代表隨機變數間獨立性的統計概念。,5,簡單迴歸模型的定義,變數u 稱為誤差項(error term) 或干擾項(disturbance)，它代表除了x 之外其他會影響y 的因素。簡單迴歸分析將除了x
2、以外所有影響y的因素都視為不可觀察。你可以把u 想成代表“不可觀察項”。,6,簡單迴歸模型的定義,(2.1)式同時也指出了y 和x 之函數關係的議題。若在u之中的其他因素固定不變，因此u 的變動為0，u=0，則x 對y有一線性效果：因此y 的變動就只是1 乘x的變動。這代表在其他因素u 固定不變下，y及x之關係的斜率參數(slope parameter) 為 1 ；它是應用經濟中我們最感興趣的部分。截距參數(intercept parameter) 0 ，有時也被稱為常數項(constant term) ，亦有其作用，不過它在分析之中並不是最重要的。,7,簡單迴歸模型的定義,假設不可觀察的 u
3、 和解釋變數 x 的關係下，才能得到隨機樣本中 0 和 1之可靠估計式。若沒有這種假設，我們就不能估計其他條件不變的效果， 1。由於 u 及x為隨機變數，我們需要機率中的概念。陳述 x 和 u 如何相關連的假設之前，有一個關於u 的假設是我們永遠可以做的。只要截距項 0 包含在方程式中，假設u 的母體平均值為 0 總是可以的。,8,簡單迴歸模型的定義,回到 u 和 x 如何相關連之重要假設上。一個對兩個隨機變數之關係的衡量方式即為相關係數(correlation coefficient)。由於 u 和 x 是隨機變數，我們可以定義在任何x 的值之下 u 的條件分配。特別是，就任何 x，我們可以
4、得到 u 的期望值(或平均值)。重要的假設即為 u 的平均值並不取決於 x 的值。其中第二個等式即為(2.5)式。(2.6)式中第一個等式為一新的假設，我們稱為條件平均為 0 的假設(zero conditional mean assumption)。,9,簡單迴歸模型的定義,將(2.1) 在 x 的條件下取條件期望值，並且利用 可得(2.8)式顯示母體迴歸函數 (population regression function, PRF)， ，是 x 的線性函數。,10,11,推導普通最小平方估計,迴歸的基本概念就是從樣本中估計母體參數。令(xi, yi): i =1,n 代表一由母體中所得之大
5、小為n 的隨機樣本。由於這些資料來自(2.1)式，我們可以對每一個 i 寫出由於ui 包含除了xi之外所有影響的yi因素，因此它為觀察值 i 之誤差項。,12,在母體中，u 之平均數為0且和x 無相關。因此，看到u 之期望值為0 且x 和u 之共變異數為0：使用可觀察的變數 x 和 y及未知參數0和1， (2.10) 和(2.11)式可被寫為,推導普通最小平方估計,13,14,在某一個資料樣本中，我們選擇 和 以解(2.12) 和(2.13)式之樣本對應 此為估計之動差法(method of moments) 。,推導普通最小平方估計,利用相加因子之基本特性，(2.14)式可重寫成其中 為 y
6、i 之樣本平均，而 之定義亦類似於 。此方程式使我們得以將 用 來表示：,推導普通最小平方估計,推導普通最小平方估計,將(2.15) 式之n-1 剔除(由於它並不影響結果)，以及將(2.17) 式代入(2.15) 式中得到移項重組之後，可得再利用相加因子之基本特性,因此，在以下的條件成立下,估計的斜率為,推導普通最小平方估計,18,斜率估計為 x 和 y 之樣本共變異數除以x 之樣本變異數若 x 和 y 正相關，則斜率為正 若 x 和 y 負相關，則斜率為負我們只要求 x 在樣本中必須有變化,推導普通最小平方估計,19,在(2.17) 和(2.19)式之估計稱為0和 1的普通最小平方(ordi
7、nary least squares, OLS) 估計。任何 和 ，定義一個當x=xi之y 的配適值(fitted value) 如真正的yi及其配適值之差異即為觀察值i 之殘差(residual)：,推導普通最小平方估計,20,假設我們選擇 和 使得殘差平方和(sum of squared residuals) 極小化決定了OLS 估計之截距和斜率，我們就可得出OLS 迴歸線(OLS regression line)：,推導普通最小平方估計,21,22,由於它是母體迴歸函數 的估計版。 (2.23)式亦被稱為樣本迴歸函數(sample regression function, SRF)，我們
8、應該記住PRF是在母體中固定且未知的。大多數情況下的斜率估計可被寫為它告訴我們當x 變動一單位時 變動的數量。所以在x 任意變動之下(無論正或負)，我們可以計算y 的預測變動。,推導普通最小平方估計,23,24,OLS 統計量的代數特性,對OLS 估計和它們相關的統計量有一些有用的代數特性，我們現在提出三個最重要的。 (1) OLS 殘差之總和以及樣本平均為0。數學上 (2) 自變數和OLS 殘差之樣本共變異數為0。此特性是從(2.15) 式之一階條件而來，它可用殘差來表示,25,OLS 統計量的代數特性,(3) 永遠會在OLS 迴歸線上。換句話說，如果我們把 在(2.23)中替換 x，則OL
9、S 預測值為 。,26,將總平方和(total sum of squares, SST)、被解釋平方和(explained sum of squares, SSE)、殘差平方和(residual sum of squares, SSR) 定義如下：,OLS 統計量的代數特性,27,異性可被表示為被解釋變異性SSE 和不可被解釋變異性SSR 之加總。故我們可證明(2.37)式，則(2.36)式即可成立,OLS 統計量的代數特性,28,假定總平方和SST 不等於0 (除了所有yi 的值都相等之外此必定成立)。我們可以將(2.36) 除以SST 以得到1 = SSE/SST + SSR/SST。則迴
10、歸之R2 有時稱為判定係數(coefficient of determination)，其定義為由於SSE 不會大於SST 所以R2 必定在0 和1 之間，在解釋R2時，我們通常將它乘100 以將其轉換成百分比：100R2為y 之樣本變異可被 x 解釋的百分比。,配適度,29,配適度,如何衡量我們的樣本迴歸線配適樣本資料之好壞？可計算總平方和 (SST) 可被模型解釋之比例，我們稱此為迴歸的R2 R2 SSE/SST = 1 SSR/SST,30,表2.3 有對數的函數形式之總結,31,假設SLR.1 參數線性,在母體模型中，應變數y 和自變數x 相關連，且誤差項(或干擾項)u 為,在母體模型
11、中，應變數y和自變數x 相關連，且誤差項(或干擾項)u為其中0 和1 為母體之截距和斜率參數。,32,假設SLR.2 隨機抽樣,由(2.47) 式母體模型中可得一大小為n 的隨機樣本(xi, yi): i =1,2,.,n。,33,假設SLR.3 解釋變數的樣本變異性,x 的樣本結果，xi, i= 1, ., n，其值不全部相同。,34,35,假設SLR.4 條件平均為0,在任意既定的解釋變數值之下，誤差項 u 的期望值為0。換句話說，,36,OLS 的不偏性,37,OLS 的不偏性,38,OLS 的不偏性,39,利用假設SLR.1 至SLR.4，對任何0 和1 而言換句話說， 為0 之不偏估
12、計式，以及 是1 之不偏估計式。,定理 2.1 OLS之不偏性,40,假設SLR.5 同質變異性,在任意既定的解釋變數任意值之下，誤差項u 有相同的變異數。換句話說，,41,OLS估計式之變異數,現在我們知道估計的抽樣分配是集中於真實參數的要了解該分配的分散程度需要另一假設假設 Var(u|x) = 2 (同質變異性),42,OLS估計式之變異數,Var(u|x) = E(u2|x)-E(u|x)2E(u|x) = 0，所以2 = E(u2|x) = E(u2) = Var(u)故 2 亦為非條件變異數，稱為誤差變異數(error variance)或干擾項變異數 為誤差變異數的平方根，稱為誤
13、差標準差,43,OLS估計式之變異數,44,我們可用y 的條件平均和條件變異數的形式寫假設SLR.4 和SLR.5當 取決於x 誤差項，即存在異質變異性(heteroskedasticity)或是非常數的變異數，由於 ，每當 為x 的函數時，異質變異性就會存在。,OLS估計式之變異數,45,46,47,估計誤差變異數,因為我們無法觀察到ui，因此我們不知道誤差變異數s2 的值 我們只能觀察到殘差i 我們可以使用殘差來估計誤差變異數,48,估計誤差變異數,49,估計誤差變異數,稱為迴歸的標準誤(standard error of the regression, SER),由於 之一個自然的估計式為此稱為 之標準誤(standard error of ) ,50,通過原點的迴歸,選擇一個斜率估計式稱為 ，且其迴歸線的形式為其中在 和 之上的符號是用來區別斜率和截距同時存在的估計式。由於(2.63)式通過 x = 0 和 ， ，稱之為通過原點的迴歸(regression through the origin)。,51,要獲得(2.63)式之斜率估計，可利用普通最小平方的方法，即殘差平方和極小化利用微積分可證明 必須是一階條件的解：由此可解 在不是所有xi 為0 之下：,通過原點的迴歸,
