![伍德里奇《计量经济学导论》(第5版)笔记和课后习题详解](https://wfqqreader-1252317822.image.myqcloud.com/cover/896/27050896/b_27050896.jpg)
第5章 多元回归分析:OLS的渐近性
5.1 复习笔记
一、一致性
1.定理5.1:OLS的一致性
在假定MLR.1~MLR.4下,对所有的j=0,1,2,…,k,OLS估计量都是
的一致估计。
(1)证明过程
写下的公式,然后将
代入其中便得到:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image709.png?sign=1738909377-Ls0JryMi1GWM8S9B91NR68bb3Q0gY9rs-0-c5a0309efa1c93800785e2cb07909e43)
在分子和分母中应用大数定律,则分别依概率收敛于总体值Cov(x1,u)和Var(x1)。给定,因为Cov(x1,u)=0,可以使用概率极限的性质得到:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image711.png?sign=1738909377-GoeuGt6dqWo3stYFHAxl5XB6kIgL0ygt-0-1013ad180bd4babdb4015d2dfddd701d)
(2)假定MLR.4'(零均值和零相关)
对所有的j=1,2,…,k,都有E(u)=0和Cov(x1,u)=0。
假定MLR.4'与假定MLR.4的比较:
①MLR.4要求解释变量的任何函数都与u无关,而MLR.4'只要求每个xj都与u无关(且在总体中的均值为0)。
②零条件均值假定意味着已经正确地设定了总体回归函数(PRF),在MLR.4假定下,有
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image713.png?sign=1738909377-EqJomsEZJ7WUMWKAGNiDuzHelvXhFwli-0-e1ca8338e7a620b65275c9f0c6ee7b1d)
则可以得到解释变量对y的平均值或期望值的偏效应;而在假定MLR.4'下,就不一定代表了总体回归函数,也就面临着xj的某些非线性函数与误差项相关的可能性。
2.推导OLS的不一致性
误差项和x1,x2,…,xk中的任何一个相关,通常会导致所有的OLS估计量都失去其一致性。即如果误差与任何一个自变量相关,那么OLS就是有偏而又不一致的估计,随着样本容量的增加,偏误将继续存在。
的不一致性为:
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因为Var(x1)>0,所以,若x1和u正相关,则的不一致性就为正,而若x1和u负相关,则
的不一致性就为负。如果x1和u之间的协方差相对于x1的方差很小,那么这种不一致性就可以被忽略,但由于u是观测不到的,所以不能估计出这个协方差有多大。
二、渐近正态和大样本推断
1.定理5.2:OLS的渐近正态性
在高斯—马尔可夫假定MLR.1~MLR.5下:
(1)
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image716.png?sign=1738909377-lV2ddx3WQCSOHI9UtL5UtIVAd3ze77iG-0-68cf60988b109478918fb1f3c9a7fea1)
是
的渐近方差;斜率系数
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image719.png?sign=1738909377-Jid2jCS7SaPF2hjYf63GfWUEvJocEynX-0-8cf1eade85e4925d6691252ac1c446b1)
其中是Xj对其余自变量进行回归所得到的残差。
为渐近正态分布的。
(2)是
的一个一致估计量。
(3)对每个j,都有:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image721.png?sign=1738909377-GsvZjTtaiBT6SdQqSb2vDFDgMrInXwtq-0-9f6f6597ddcb4f3bed9feb1c4635c3d3)
其中,就是通常的OLS标准误。
定理5.2的重要之处在于,它去掉了正态性假定MLR.6。对误差分布唯一的限制是,它具有有限方差。还对u假定了零条件均值(MLR.4)和同方差性(MLR.5)。
注意在式中出现的是标准正态分布方式而不是tn-k-1分布。这是因为这个分布只是一个近似。实际上,由于随着自由度的变大,tn-k-1趋近于标准正态分布,所以如下写法也是合理的:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image722.png?sign=1738909377-d8O1LHArAyp3NcWJ0oLrsjcJ1QMRN3Bg-0-61bfa2d896943fa9c57a742961105d45)
2.其他大样本检验:拉格朗日乘数统计量
(1)包含k个自变量的多元回归模型
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image723.png?sign=1738909377-8tlwCYBhWquoI4tU6nUtlE2haxqtgYsX-0-d5d60098a07c75ab5380616034147076)
检验这些变量中最后q个变量是否都具有零总体参数。
虚拟假设:,它对模型施加了q个排除性约束。
对立假设:这些参数中至少有一个异于零。
LM统计量仅要求估计约束模型。于是,假定进行了如下回归
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image725.png?sign=1738909377-O7CXHMm6veY8bBMmDmInJ9mcAlaveDuH-0-7f1b6244e48ea9f5f8e95750922b36a7)
式中“~”表示估计值都来自约束模型。表示约束模型的残差。如果被排除变量xk-q+1到xk在总体中的系数都为零,那么应该与样本中这些变量中的每一个都不相关,至少近似无关。于是,可以将受约束模型的残差对在H0条件下被排除的变量进行一个回归。但是为了能得到一个能使用的检验统计量,必须在回归中包含所有自变量,这就是构造的辅助回归。
用对x1,x2,…,xk的进行回归,但回归系数没有直接意义。利用辅助回归的目的是为了得到判别系数R2,再用样本容量乘以辅助回归式的R2得到LM统计量,LM统计量渐近服从一个自由度为q的
分布。LM统计量有时也被称为n—R2统计量。
(2)拉格朗日乘数检验步骤
①将y对施加限制后的自变量集进行回归,并保留残差;
②将上一步中所得到的残差对所有自变量进行回归,并得到R2,记为;
③计算;
④将LM与分布中适当的临界值c相比较,如果LM>c,就拒绝虚拟假设。
(3)与F统计量比较
与F统计量不同,无约束模型中的自由度在进行LM检验时没有什么作用。所有起作用的因素只是被检验约束的个数(q)、辅助回归R2的大小()和样本容量(n)。无约束模型中的df不起什么作用,这是因为LM统计量的渐近性质。但必须确定将
乘以样本容量以得到LM,如果n很大,
看上去较低的值仍可能导致联合显著性。
三、OLS的渐近有效性
1.简单回归模型
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image733.png?sign=1738909377-gUN9IBANjuMHBySGgYUHTGGeCNt7MZHM-0-c071e693367acd1a634865a3c5efd4bf)
令g(x)为x的任意一个函数,那么u就与g(x)无关。对所有的观测,令zi=g(xi)。假定g(x)和x相关,那么估计量
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image734.png?sign=1738909377-4seRz3kIbolMcRRau6n4FqmDHJk2Z4sE-0-3920a09489a8558222b4b371b81c4b2f)
就是对的一致估计。
证明:将代入,并把
写成
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image736.png?sign=1738909377-PioQ4CT1gyPirum9e1jDVaFA51l0MgxG-0-26fd3645dc3f2a4118dfa4a2c799715a)
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image737.png?sign=1738909377-c20WqXD2g3ycH2eJ9605fkrhhFAsjpdb-0-b24a07617d719ef8d5aba9752c1c995d)
在分子和分母中应用大数定律,分子和分母分别收敛于Cov(z,u)和Cov(z,x),由于在假定MLR.4下Cov(z,u)=0,所以有:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image738.png?sign=1738909377-2UChB0qqJ3Ujj6JExjv4sRkifXZfsBLG-0-fc2b5356ca96e888ba5d3f50919eff7b)
2.含有k个回归元的情形
将OLS的一阶条件推广,可以得到一类一致估计量:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image739.png?sign=1738909377-QeFTamCAtBzix0SydlkvzuebKe5xjDVc-0-24d446b9a1e2cd0755e622745633cef2)
其中,gj(xi)表示第i次观测的所有自变量的任意函数。当g0(xi)=1且对j=1,2,…,k,时,得到OLS估计量。由于可以使用xij的任意函数,所以估计量具有无限多的种类。
3.定理5.3:OLS的渐近有效性
在高斯—马尔可夫假定下,令表示从求解形如上式的方程所得到的估计量,而
表示OLS估计量。那么,对j=0,1,2,…,k,OLS估计量具有最小的渐近方差:
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image736.png?sign=1738909377-PioQ4CT1gyPirum9e1jDVaFA51l0MgxG-0-26fd3645dc3f2a4118dfa4a2c799715a)
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image741.png?sign=1738909377-PJayM79I2trjHfVzpEKSa0RKjl6wSJkz-0-305c20b4d2e1717c11185ebe05495c5a)