《第七章带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验金融计量浙大蒋岳祥》由会员分享，可在线阅读，更多相关《第七章带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验金融计量浙大蒋岳祥（14页珍藏版）》请在装配图网上搜索。
1、第七章带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验在本章中，继续讨论第五章的模型，但新的模型中，参数p满足J个线性约束集，RB=q，矩阵R有和p相一致的K列和总共J个约束的J行，且R是行满秩的，我们考虑不是过度约束的情况，因此，JVK。带有线性约束的参数的假设检验，我们可以用两种方法来处理。第一个方法，我们按照无约束条件求出一组参数估计后，然后我们对求出的这组参数是否满足假设所暗示的约束，进行检验，我们在本章的第一节中讨论。第二个方法是我们把参数所满足的线性约束和模型一起考虑，求出参数的最小二乘解，尔后再作检验，后者就是参数带有约束的最小二乘估计方法，我们在本章的第二节中讨论。第一节线性约束的检
2、验从线性回归模型开始，yX“(1)我们考虑具有如下形式的一组线性约束，rrrq1111221KK1rrrq2112222KK2rrrqJ11J22JKKJ这些可以用矩阵改写成一个方程Rq(2)作为我们的假设条件H。R中每一行都是一个约束中的系数。矩阵R有和P相一致的K列和总共J个约束的J行,且R是行满秩的。因此，J一定要小于或等于KR的各行必须是线性无关的，虽然J=K的情况并不违反条件，但其唯一决定了P，这样的约束没有意义，我们不考虑这种情况。给定最小二乘估计量b，我们的兴趣集中于“差异”向量d=Rb-q0d精确等于0是不可能的事件(因为其概率是0),统计问题是d对0的离差是否可归因于抽样误差
3、或它是否是显著的。由于b是多元正态分布的，且d是b的一个线性函数，所以d也是多元正态分布的，若原假设为真，d的均值为0方差为VardVariRbqR(Varb)R2R(X)R(3)对H0的检验我们可以将其基于沃尔德(Wald)准则:W2(J)dVard)d=(Rbq)2R(X)R|h(Rbq)(4)在假设正确时将服从自由度为J的2分布(为什么?)。直觉上，d越大，即最小二乘满足约束的错误越大，则2统计量越大，所以，一个大的2值将加重对假设的怀疑。5)(nK)s2由于。未知，(4)中的统计量是不可用的，用s2替代02,我们可以导出一个FJ,(nK)样本统计量，令”(Rbq)l|2R(X)-R(R
4、bq)/J*、F(6)(nK)s2/2/(nK)分子是(1/J)乘(4)中的W,分母是1/(n-K)乘(5)中的幕等二次型。所以，F是两个除以其自由度的卡方变量的比率。如果它们是独立的，则F的分布是FJ，(nK)，我们前边发现b是独立于s2分布的，所以条件是满足的。我们也可以直接推导。利用(5)及M是幕等的这一事实，我们可以把F写为FR(b)/R(X)RjhR(b)/JM(/)酗(/)/(nK)由于R當R(X)XfTF统计量是(/)的两个二次型的比率，由于M(/)和T(/)都服从正态分布且它们的协方差TM为0，所以二次型的向量都是独立的。F的分子和分母都是独立随机向量的函数，因而它们也是独立的
5、。这就完成了证明。消掉(6)中的两个s2,剩下的是检验一个线性假设的F统计量,(Rbq)鞍(X)R(Rbq)/Je/(nK)8)(Rbq)2R(X)R(Rbq)我们将检验统计量FjnK(Rbq)-Rs2(X)R*(Rbq)J和F分布表中的临界值相比较，一个大的F值是反对假设的证据。注意：将wald统计量中的2用s2去替代，相应的就将J维的卡方分布转换为维度为(J,n-K)的F分布。第二节参数带有约束的最小二乘估计一、带有约束的最小二乘函数在许多问题中，要求其中的未知参数B满足某特定的线性约束条件：RB=q，这里R是JXK矩阵(JVK),并假定它的秩为J维向量，常常希望求B的估计，使得YXll2
6、min|YX|2(9)满足条件(9)的称为B的具有线性约束RB=q的最小二乘估计。解的问题实际上是在约束条件RB=q下求的限制极值点问题。这个问题的一个拉格朗日解可写作S*(yX野XU)2Rq)解b*和入将满足必要条件4*2X劭Xb)2R0*5#S*2(Rbq)O*#展开可以得到分块矩阵方程R县冰。島Wd*=v假定括号中的分块矩阵是非奇异的，约束最小二乘估计量d=W-1v*b*whereIXX)(XX)R(R(XX)R)R(XX)(XX)R(R(XX)R)(R(XX)R)R(XX)(R(XX)R)的解。此外，若XX是非奇异的，则用分块逆公式可以得到b*和l的显示解b(XX)Xy(XX)R(R(
7、XX)R)R(XX)Xy(XX)R(R(XX)R)q*(XX)Xy(XX)R(R(XX)R)R(XX)X(Xbe)(XX)R(R(XX)R)q(XX)Xy(XX)R(R(XX)R)Rb(XX)R(R(XX)R)qb(X)R|R(X)R(Rbq)和R(X)R(Rbq)格林和西克斯(1991)表明b*的协方差矩阵简单地就是2乘以W-i的左上块，在XX是非奇异的通常情况下，再一次可以得到一个显性公式Varb2(X)2(X)R(X)RR(X),*这样，Varb*Varb(一个非负定矩阵)，Varb*的方差比Varb小的一个解释是约束条件提供了更多的信息价值。二、对约束的检验的另一个方法令eyXb，我们
8、来计算新的离差平方和e。*eyXbX(bb)eX(bb)*则新的离差平方和是ee(bb)(bb)e*eeee2nBk因为新的模型中参数的个数为k-J个，J个榆树条件是原模型中的J个参数可以被其他k-J个表示。(此表达式中的中间项含有Xe,它是0)。这说明我们可以将一个约束检验基于拟合的损失。这个损失是，ee(Rbq)(X)R(Rbq)*这出现在前边推导的F统计量的分子上，我们得到统计量的另一个可选形式。可选形式是(ee)/J*e/(nK)最后，以sst=yy)2除f的分子和分母，我们得到第三种形式，(R2R2)/JFJ,nK上(1R2)/(nK)由于两个模型的拟合之差直接体现在检验统计量中，这
9、个形式具有一些直观吸引力实例对数变换生产函数所有科布道格拉斯模型的一般化是如下的对数变换模型无约束回归的结果在表1中给出。表1无约束回归的结果回归标准误差残差平方和R平方调整R平方0.179940.679930.954860.94411变量系数标准误差t值常数项0.9442162.9110.324LnL3.613631.5482.334LnK1.893111.0161.863丄山2L20.964060.70741.363丄山2K20.085290.29260.291lnLXlnK0.312390.43890.71系数估计量的估计协方差矩阵常数项lnLlnKLn2L/2Ln2K/2lnLXlnK
10、常数项8.472LnL2.3882.397LnK0.33131.2311.033ln2L0.0876020.66580.52310.5004)ln2K0.233220.034770.026370.14670.08562lnLXlnK0.36350.18310.22550.28800.11600.1927lnYlnLlnK2L123425ln2K2.lnLlnK6210)考虑了约束条件0的模型就可以得到科布一道格拉斯模型：456lnYlnLlnK(11)123这是一个条件约束下的无条件的多元线性回归模型。就可以用一般线性回归的方法求解模型。假如我们通过有约束条件下的无条件的多元线性回归模型得到：
11、e0.85163，而且nK=21，则科布一道格拉斯模型假设的F统计量是*F3,21(O.8516367993)/3.1.7680.67993/21查自F分布表的5%临界值是3.07，所以我们不能拒绝科布一道格拉斯模型是适当的这一假设。考虑了约束条件0和条件1的模型就是满足规模效应的科45623布道格拉斯生产函数。这个模型可以推导如下：lnYlnLlnK123lnL(I)lnK122(12)lnYlnL(lnLln12假如我们通过有约束条件下的无条件的多元线性回归模型得到：e0.89172，而且nK=21，则科布一道格拉斯模型假设的F统计量是*(0.891720.67993)/4F4,21(7_
12、0.67993.1.6350.67993/21查自F分布表的5%临界值是2.85，所以我们不能拒绝科布一道格拉斯模型是规模效应的生产函数的这一假设。第三节结构变化与邹至庄检验问题提出我们经常碰到这样的问题。某项政策的出台及实施，其效果如何？不同地区或不同时期内，我们分别可以得到这两个地区或时期的观测值，我们的问题是：这两个地区或时期的情况是否不同，经济结构有无差异。这类问题，被华人经济学家邹至庄用构造的F检验解决了(1960年)。这样的F检验的统计量，就称为邹至庄检验(Chou-Test)。二、问题的模型表述设(ZY),(ZY)分别表示这两个时期的观测值，允许两个时期中系数不同的无约束回112
13、2归是：Y1:Z1:，我们可以将其改写成一个回归方程YZ22221)YZ0：2：01z2：2:0z：=A:=2222222即Y：Z:模型，其中Y=：1:,Z=fY20上述问题就转换成检验H0:12的问题。H:112我们可以用两种方式来处理问题一）用约束条件，来检验。是更一般约束条件RB=q的一个特殊形式，1212其中R=（I,-I）和q=0。这个直接可以从基于Wald统计量的带约束条件的F检验得到。（请自己推导）。例题：用约束条件下，F检验推导出邹至庄检验的表达式：解：在约束条件RB=q下，F检验F（J,nk）（R）鄆2R（Z）*R（R）。J而邹至庄检验时约束条件RB=q的一种特殊形式，即R=
14、（I,-I），而q=0，也即等同于条件。（有2k个参数，并且是有k个约束）。故F(k,nn2k)(R他)衿2R(Z川卯(R他)1212k:ZZ)0I(bb)邨2(厶*)iJ/、r-(bb)120(ZZ)!122_2k(bb)2Z)(ZZ)fH(bb)12112_212服从F(k,nn2k)的分布。12另外，在考虑了约束条件后，我们可以将模型（1）改写成一个无约束的12新的回归方程Y210#YY1ZZ111(2)巴1即无约束的线性模型YZ模型，其中Y=了，Z=|Z1|B=M2。假如模型（2）的残差平方和是e，在假设条件下，我们可以得到F统计*12量可更简单地表示为：Fk，ni叫咬eln*：；)1
15、2)更直接、更容易的一个处理是将约束直接构造进模型中，若两个系数向量相同则模型(1)就转换为：12#由此我们推导出可以检验的邹至庄统计量Chou-Test。从模型(1)中，我们可以得到无约束最小二乘估计量是ZZb(Z)nZii00ZYZ)!Z2Z2勒2Y：2222110(Z2Z2)eYZb10YZ100(ZZ)ZY1111ZZZ)ZY222220YSY1;晋1(Z1Z1W00(ZZ)lZ2222Ye1*2Z(ZZ)Z2222M1Y#YYeH(YY)MM1(YY)M1.1211Y121Y22则空(nn2k)(3)212对于有约束条件限制的模型(2)12#(Z1Z2)1(Z1Z2)2MYe*e*(
16、YY)MM1222Y(YY)M122Y#*则(nnBk)(4)212e*e*ee(YY)(M122M)1Y(YY)M123YY213问e*e*e服从何分布?2首先证明：MM031(MM)MMMM2MMM211211211Z11ZZZZ1(ZZ)MM1122121120Z(ZZ)1Z2222Z1Z(ZZ)1Z1ZZZZ1(ZZ)I1111Z11221202=1ZZZZ1(ZZ)1ZZZZ1(ZZ)Z112212Z112212220故MMMM而且(MBM)MB02112211故r(MM)r(M)r(M)nnk(nn2k)k21211212同样(MM)是幕等矩阵21故e*e*eB2(k)且与兰.(nB2k)2212是独立的，所以Fk，ni叫戦e；*:池k)12这个就是邹至庄检验统计量(Chou-Test)。14
第七章带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验金融计量浙大蒋岳祥
