多元回歸模型ppt課件-資料下載頁
2025-01-08 00:31本頁面
【正文】 2022 1971. 3 2022 2022 2022 2022 1 2022 101 .6 1 2022 31 1 1 .9 ? 按（ 3）式估計(jì) )l n (2 8 )l n (2 5 )l n (5 4 )?l n ( 01 PPXQ ????具體解釋估計(jì)結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)含義。 ? 按（ 4）式估計(jì) 具體解釋估計(jì)結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)含義。 )/l n (2 7 )/l n (5 3 )?l n ( 010 PPPXQ ???167。 受約束回歸 Restricted Regression 一、模型參數(shù)的線性約束 二、對(duì)回歸模型增加或減少解釋變量 說 明 ? 在建立回歸模型時(shí)，有時(shí)根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論需要對(duì)模型中的參數(shù)施加一定的約束條件。例如： – 需求函數(shù)的 0階齊次性 條件 – 生產(chǎn)函數(shù)的 1階齊次性 條件 ? 模型施加約束條件后進(jìn)行回歸 ，稱為 受約束回歸（ restricted regression） 。 ? 未加任何約束的回歸稱 為 無約束回歸（ unrestricted regression）。 一、模型參數(shù)的線性約束 參數(shù)的線性約束 ????? ?????? kk XXXY ?22110121 ?? ?? kk ?? ??1*11121110 )1( ?????? ???????? ??? kkkk XXXXY ?** 1133*110* ????? ?????? ?? kk XXXY ?1310 ?,?,?,? ?k???? ?12 ?1? ?? ?? 1?? ?? kk ??kkkXXXXXXXYY???????? 1*121*12*參數(shù)線性約束檢驗(yàn) ? 對(duì)所考查的具體問題 能否施加約束？ 需進(jìn)一步進(jìn)行相應(yīng)的檢驗(yàn)。常用的檢驗(yàn)有： F檢驗(yàn)、 x2檢驗(yàn)與 t檢驗(yàn)。 ? F檢驗(yàn) – 構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量； – 檢驗(yàn)施加約束后模型的解釋能力是否發(fā)生顯著變化。 eβXY ?? ? **? eβXY ??)ββX(eβXeβXβXYe **** ????? ????????)ββX(X)ββ(eeee **** ???? ????????? 受約束 樣本回歸模型的殘差平方和 RSSR大于 無約束 樣本回歸模型的殘差平方和 RSSU。 這意味著 ， 通常情況下，對(duì)模型施加約束條件會(huì)降低模型的解釋能力 。 ? 如果約束條件為真，則受約束回歸模型與無約束回歸模型具有相同的解釋能力， RSSR 與 RSSU的差異較小。 ? 可用 （ RSSR － RSSU） 的大小來檢驗(yàn)約束的真實(shí)性。 )1,(~)1/( )/()( ????? ??? URUUURUUR knkkFknR SSkkR SSR SSF 例 中國(guó)城鎮(zhèn)居民對(duì)食品的人均消費(fèi)需求實(shí)例中 ， 對(duì) 零階齊次性 檢驗(yàn)： 取 ?=5%， 查得 臨界值 (1,18)= 結(jié)論 ： 不能拒絕中國(guó)城鎮(zhèn)居民對(duì)食品的人均消費(fèi)需求函數(shù)具有零階齊次特性這一假設(shè) 。 無約束回歸 :RSSU=， kU=3 受約束回歸 :RSSR=， KR=2 樣本容量 n=22， 約束條件個(gè)數(shù) kU kR=32=1 )( ???F)1,(~)1/( )/()( ????? ??? URUUURUUR knkkFknR SSkkR SSR SSF二、對(duì)回歸模型增加或減少解釋變量 ???? ????? kk XXY ?110?????? ??????? ???? qkqkkkkk XXXXY ?? 11110前者可以被看成是后者的 受約束回歸，通過約束檢驗(yàn)決定是否增加變量。 H0： 021 ???? ??? qkkk ??? ?))1(,(~))1(/(/)())1(/(/)(?????????????qknqFqknR S SqE S SE S SqknR S SqR S SR S SFURUUUR如果約束條件為真，即額外的變量 Xk+1， … ， Xk+q對(duì) Y沒有約束能力，則 F統(tǒng)計(jì)量較??；否則條件為假，額外的變量 Xk+1， … ，Xk+q對(duì) Y有較強(qiáng)的約束能力，則 F統(tǒng)計(jì)量較大。 因此可通過給定某一顯著水平下 F分布的臨界值與 F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值的比較來判斷額外變量 Xk+1， … ， Xk+q是否應(yīng)包括在模型中 )]1(/[)1(/)(222??????qknRqRRFURU增減與否。化來判斷變量的是否有“足夠大”的變決系數(shù)增減前后回歸方程的可數(shù)，表明通過變量約束回歸方程的可決系分別為無約束回歸與受其中222R, RU RR22 ??????R SSFRRXQ0177 2201????????R SSFRRPPXQ例 在例 ，無約束模型為： 去掉兩個(gè)價(jià)格因素的受約束回歸模型的結(jié)果： 可進(jìn)行如下 F檢驗(yàn)： )422/( 2/)( ????F在 ， （ 2， 18） = 拒絕零假設(shè)，則兩變量的系數(shù)不同時(shí)為 0。 去掉城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) P0 221???????R SSFRRPXQ)422/(01 1/)01 ( ????F在 ， （ 1， 18） = 接受零假設(shè)， P0的系數(shù)顯著為 0。 習(xí)題 13 LKY ???樣本回歸方程為： ??? ?? 即資產(chǎn)與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性之和近似為 1，表明中國(guó)制造業(yè)在該年基本呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)。 參數(shù)約束檢驗(yàn)： 10 ?? ??為：零假設(shè) H?? ??? LKCLY lnln)()1/( /)( ????? ???UURUURknR SSkkR SSR SSF%5 ?），（的顯著水平下，在報(bào)酬不變的狀態(tài)年中國(guó)制造業(yè)呈現(xiàn)規(guī)模不拒絕原假設(shè)，表明該, ?F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的 P值為 所以，不拒絕原假設(shè)，原假設(shè)為真。
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