Предпосылки обычного метода наименьших квадратов

ПЛАН

Применение обобщенного метода наименьших квадратов для оценивания параметров эконометрических моделей

В.М. Малашенко

Конспект лекции 3

ЭКОНОМЕТРИКА

Филиал в г. Брянске

Кафедра экономико-метематических моделей

(часть 2)

1. ОБЫЧНЫЙ МЕТОД НАИМЕНЬШИХ КВАДРАТОВ. 2

1.1. Предпосылки обычного метода наименьших квадратов. 2

1.2. Свойства оценок обычного метода наименьших квадратов. 5

2. ОБОБЩЕННЫЙ МЕТОД НАИМЕНЬШИХ КВАДРАТОВ. 6

2.3. Обобщенная модель регрессии. 6

2.4. Оценивание параметров моделей с гетероскедастичностью возмущений. 10

Пример 1. 13

2.5. Оценивание параметров моделей с коррелированными возмущениями. 16

Пример 2. 16

ЛИТЕРАТУРА. 19

ОБЫЧНЫЙ МЕТОД НАИМЕНЬШИХ КВАДРАТОВ

Пусть рассматривается возможность построения линейной модели множественной регрессии. В матричной форме модель имеет вид:

,

(1)

где Y — вектор значений результата Y размера n; X — матрица значений факторов размера ; b — вектор параметров модели размера ; e — вектор возмущений размера n.

Уравнение регрессии модели (1) в матричной форме выглядит следующим образом:

,

(2)

где — вектор предсказываемых уравнением регрессии значений результата Y размера n; b — вектор оценок параметров модели по выборочным наблюдениям размера .

Указанные матрицы имеют вид:

; ; ; ; ; .

Разность матриц Y и является вектором-столбцом остатков размера n:

.

(3)

Условие обычного метода наименьших квадратов (Ordinary Least Squares) в матричной форме записывается как

,

(4)

откуда вектор оценок b параметров модели (1) определяется по формуле

.

(5)

(Индекс «^T» обозначает операцию транспонирования матриц, а индекс «–1» — операцию обращения матриц.)

Для получения несмещенных, эффективных и состоятельных оценок параметров модели (1) необходимо выполнение следующих предпосылок:

1. Возмущение e _i (i =1, 2, …, n) есть величина случайная, а факторы X ₁, X ₂, …, X_p — величины неслучайные. Это означает, что вектор возмущений e — случайный вектор, а матрица значений факторов X — неслучайная (детерминированная).

Проверка выполнения этой предпосылки может проводиться с помощью разных критериев. Наиболее простыми из них являются метод серий и метод поворотных точек, которыми исследуется ряд остатков регрессии. Иногда достаточным оказывается визуальный анализ графика (графиков) остатков.

2. Математическое ожидание возмущения равно нулю e _i:

(i =1, 2, …, n).

(6)

Другими словами, математическое ожидание вектора возмущений e есть нулевой вектор размера n:

.

(7)

Данная предпосылка всегда выполняется для линейных моделей и моделей, нелинейных по переменным. Для моделей, нелинейных по параметрам и приводимых к линейному виду логарифмированием, предпосылка выполняется для логарифмов исходных данных.

3. Дисперсия возмущения одинакова для всех наблюдений результата Y:

(i =1, 2, …, n).

(8)

Это условие называется условием гомоскедастичности или равноизменчивости возмущений. В матричной форме данная предпосылка имеет вид:

,

(9)

где I _n — единичная матрица n -го порядка.

Выполнение этой предпосылки может проверяться разными методами. Ниже рассмотрена процедура проверки предпосылки методом Голдфельда–Квандта.

4. Возмущения не коррелированны между собой. Это означает, что ковариация между отдельными возмущениями e _j и e _k () равна нулю:

(10)

где m(e _j) и m(e _k) равны нулю в силу предпосылки 2.

Матричная форма записи предпосылки 4 имеет вид:

,

(11)

где — ковариационная матрица возмущений

,

(12)

в которой все элементы, не лежащие на главной диагонали, равны нулю, а все элементы, лежащие на главной диагонали, равны одной и той же дисперсии :

(i =1, 2, …, n).

(13)

Равенство (13) вытекает из определения дисперсии и предпосылки 2. Так в соответствии с определением, дисперсией s²(Z) некоторой случайной величины Z называется математическое ожидание квадрата ее отклонения от математического ожидания: . Согласно предпосылке 2 , отсюда

.

(14)

Видно, что матричные записи условий предпосылок 3 и 4 — (9) и (11) соответственно, совпадают. Проверка выполнения предпосылки 4 с помощью d ‑статистики Дарбина–Уотсона рассмотрена ниже.

5. Возмущение e _i есть нормально распределенная случайная величина, а вектор возмущений e — нормально распределенный случайный вектор:

.

(15)

Обоснованием такого допущения служит центральная предельная теорема теории вероятностей, согласно которой сумма большого числа случайных величин имеет приближенно нормальное распределение независимо от индивидуального распределения слагаемых. Отклонение фактических значений результата Y от теоретических вызывается, как правило, множеством случайных и неучтенных факторов, каждый из которых не оказывает доминирующего влияния. Поэтому нормальное распределение является приемлемой моделью суммарной погрешности, т. е. возмущения.

Выполнение этой предпосылки может проверяться разными способами, например, с помощью R / S -критерия.

6. Матрица является неособенной, т. е. ее определитель не равен нулю. Это означает, что столбцы матрицы значений факторов X должны быть линейно независимыми. Следовательно матрица X должна иметь максимальный ранг: , где p — число факторов в модели. Кроме того, число наблюдений n должно превосходить ранг матрицы X:

,

(16)

поскольку в противном случае невозможно получение сколько-нибудь надежных статистических выводов.

Дата добавления: 2014-01-05