![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=1739425362-upoKRFkdLoKM6N1Q5mOUpehKZkmBtAzP-0-9a33c29979add626001d7a263402de88)
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=1739425362-Fu1URuXT7TiHOGuy6LFITmyVT6HcmzJY-0-7bede5227d792bcfa2202ad9af6434a6)
(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=1739425362-MZgpUUwI6oE0HCbwqqjjpPGyA39Ucxbh-0-52ba4f75fb6d995863604a3fabd1fbd4)
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=1739425362-9qsAzYQpSGyse9Ez64Ivl04x2AORJTwf-0-f97649d66d64e5b77517d80ec6176fbb)
是
的渐近方差;斜率系数
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image719.png?sign=1739425362-BJpBMkgQTzxJW5Ash75ztwGYBYzYozXL-0-99ee73df9cb24bb3604b9cac250985c0)
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=1739425362-9zjWlyS36EBv1QVV5Qi372ReEDS5Jq54-0-8fbed42b65c8669462f9a5daa6ba27eb)
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=1739425362-I6uOw2R6XL7ZVbi5Y1IlFS9WQvqQnFnq-0-4aa0990830579a681dc08cd1005ded54)
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=1739425362-vRTDyDQJZWIHI5PRM8qlnUjoHFlCD4ZK-0-42791037e6b65afeaba61872ebc0b197)
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=1739425362-YVM3XbqTy8X2akofxoqe0mzuDgjMrM2L-0-7f27fe94f9440c411ba9f0cf5b36b19e)
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=1739425362-rHpjFPxOId0fOy0iXrrCzNJNS4zwY80r-0-8510e8147ad11e23c194f0d7c9acde9d)
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=1739425362-BaPaNc6W2cBDxzJeWJEpSg4zC4XFDAtV-0-023540df4b6a7ef48d17b0d43f2a60fb)
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=1739425362-DR7DlMr8Eplk4ddUw4bO19ClN05YUV4Y-0-86ec6de19cb81904435bff7a3a221257)
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image737.png?sign=1739425362-opllAbuF102l4sWV5zugDP2ZqVaIDwgg-0-1954fb641ef19e507a5013ed7e38a6d1)
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=1739425362-6Lb1DGTWWUsc30sMGCsbhcEih1yMsQpP-0-f888171e500efe30bde1d46bfb6c1b8c)
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=1739425362-U6a7zal0HRNurC4YsXEbdyGAGkK6eOzi-0-a74960c0c5be512e9e65e0bdd7e42527)
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=1739425362-DR7DlMr8Eplk4ddUw4bO19ClN05YUV4Y-0-86ec6de19cb81904435bff7a3a221257)
![](https://epubservercos.yuewen.com/A80292/15436656305560306/epubprivate/OEBPS/Images/image741.png?sign=1739425362-BXo9AGcXJJif5FwKHf2pmJtdhbszGrCR-0-aee14710f70328c84b8d0628a2f6a52d)