1. Trang chủ
  2. » Khoa Học Tự Nhiên

Chương 3: Mô hình hồi quy bội pot

38 445 1

Đang tải... (xem toàn văn)

Tài liệu hạn chế xem trước, để xem đầy đủ mời bạn chọn Tải xuống

THÔNG TIN TÀI LIỆU

Thông tin cơ bản

Định dạng
Số trang 38
Dung lượng 282,44 KB

Nội dung

CHƯƠNG MƠ HÌNH H I QUI B I H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u I MƠ HÌNH H I QUI BI N I.1 D ng mơ hình Hàm h i qui t ng th (PRF): E(Y|X2i ,X3i) = β1 + β2X2i + β3X3i Yi = E(Y|X2i ,X3i) + ui = β1 + β2X2i + β3X3i + ui Y: bi n ph thu c X2, X3: bi n gi i thích u: sai s ng u nhiên i th t c a quan sát H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u I.1 D ng mơ hình β1 : h s ch n β1 = E(Y|X2=X3=0): cho bi t tác đ ng trung bình c a bi n khơng có mơ hình lên bi n ph thu c ñư c th hi n b ng giá tr trung bình c a Y X2 = X3 =0 β2 ,β3 : g i h s h i qui riêng ∂E (Y ¦X ) β2 = ∂X cho bi t s thay đ i trung bình c a bi n ph thu c Y X2 thay ñ i ñơn v v i ñi u ki n X3 khơng đ i H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u Các gi thi t OLS Các bi n gi i thích phi ng u nhiên Kỳ v ng c a sai s ng u nhiên u b ng 0, E(u|Xi) = Phương sai c a u thu n nh t (b ng nhau) var(u|Xi) = σ2 (v i ∀i) Khơng có t tương quan gi a y u t ng u nhiên Cov(ui ,uj|Xi,Xj) = (v i ∀i ≠ j) u X không tương quan v i Cov (ui, Xi) = Gi a bi n X2, X3 khơng có quan h n tính xác (đa cơng n hồn h o) u có phân b chu n, u~N (0,σ2 ) H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u Ư c lư ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS ˆ ˆ ˆ Yi = β1 + β X 2i + β X 3i + e i ˆ ˆ ˆ e i = Yi − β1 − β X 2i − β X 3i n n ( ˆ ˆ ˆ e = ∑ Yi − β1 − β X 2i − β X 3i ∑ i =1 H i qui b i i i =1 Nguy n Th Minh Hi u ) ⇒ Ư c lư ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS n ∂∑ e ˆ ˆ ˆ = ∑ Yi − β1 − β X 2i − β3 X 3i ˆ ∂β i =1 ) ( −1) = n ∂∑ e ˆ ˆ ˆ = ∑ Yi − β1 − β X 2i − β3 X 3i ˆ ∂β i =1 )(−X n ∂ ∑ ei2 ˆ ˆ ˆ = ∑ Yi − β1 − β X 2i − β3 X 3i ˆ ∂β i =1 )(−X i ( i ( 2i )=0 3i )=0 ( H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u Ư c lư ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS  ˆ ˆ ˆ nβ1 + β ∑ X 2i + β ∑ X 3i = ∑ Yi  i =1 i =1 i =1  n n n ˆ n ˆ ˆ β1 ∑ X 2i + β ∑ X 2i + β ∑ X 2i X 3i = ∑ Yi X 2i  i =1 i =1 i =1  i =1 n n n  n ˆ ˆ ˆ β1 ∑ X 3i + β ∑ X 2i X 3i + β ∑ X 3i = ∑ Yi X 3i i =1 i =1 i =1  i =1 n H i qui b i n Nguy n Th Minh Hi u n Ư c lư ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS ˆ ˆ ˆ β1 = Y − β X − β X  n  n   n  n   ∑ yi x2i  ∑ x3i  −  ∑ yi x3i  ∑ x2i x3i   i =1   i =1  i =1  ˆ β =  i =1 n n n   2 ∑ x2i ∑ x3i −  ∑ x2i x3i  i =1 i =1  i =1   n  n   n  n   ∑ y i x3i  ∑ x i  −  ∑ y i x i  ∑ x i x3i    i =1   i =1   i =1  ˆ β =  i =1 n n n   2 ∑ x i ∑ x3i −  ∑ x3i x3i  H i qui b i i =1 i =1  i =1  Ư c lư ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS y i = Yi − Y x 2i = X 2i − X n X = ∑ Xi n i =1 • x 3i = X i − X n Y = ∑ Yi n i =1 ˆ ˆ ˆ β1 , β , β3 ñư c g i c lư ng bình phương nh nh t Nguy n Th Minh Hi u Phương sai ñ l ch chu n c a c lư ng bình phương nh nh t n ˆ var (β ) = ∑x i =1 n n ∑x ∑x 2i i =1 = H i qui b i ∑x σ 2i i =1 3i 3i  n  −  ∑ x i x 3i   i =1  σ 2 (1 − r ) 23 Nguy n Th Minh Hi u 10 Ki m ñ nh s phù h p c a hàm h i qui (ti p) • H s xác ñinh b i, R2 ˆ RSS = ∑ ei2 = e ' e = Y ′Y − β ′ X ′Y TSS = ∑ yi2 = ∑ Yi + 2∑ YY + nY = Y ' Y − nY i ˆ ′ X ′Y − nY ESS = TSS − RSS = β R2 = H i qui b i ˆ ′ X ′Y − nY β ′Y − nY Y Nguy n Th Minh Hi u 24 Ki m ñ nh s phù h p c a hàm h i qui (ti p) • R = R đư c g i h s tương quan b i, ño s k t h p n tính đ ng th i c a bi n ph thu c Y v i t t c bi n gi i thích X • R2 đư c g i h s xác ñ nh b i, cho ta bi t % s thay ñ i c a bi n ph thu c đư c gi i thích b i bi n đ c l p mơ hình • R2 tăng theo s bi n ñ c l p đư c đưa vào mơ hình, c bi n ñ c l p ñư c ñưa thêm vào khơng gi i thích s bi n đ ng c a Y H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 25 Ki m ñ nh s phù h p c a hàm h i qui (ti p) • Cân nh c vi c đưa m t bi n gi i thích m i vào mơ hình, ngư i ta s d ng h s xác ñ nh b i ñã hi u ch nh, R RSS /(n − k ) RSS n − n −1 R = 1− = 1− = − (1 − R ) TSS /(n − 1) TSS n − k n−k • k↑ ⇒ R ↑ (do R2 ↑) ⇒ R ↓ (theo công th c) ⇒n u đưa thêm bi n vào mơ hình mà làm R gi m khơng nên đưa thêm bi n vào mơ hình H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 26 Ki m ñ nh s phù h p c a hàm h i qui (ti p) R2 • Tính ch t c a • N u k>1, R ≤ R ≤ có nghĩa n u tăng s bi n , gi i thích R có th tăng ln tăng ch m R2 khơng âm R có th âm • R • R m t hai tiêu chu n (k thu t) đ xét có nên đưa thêm bi n vào mơ hình hay khơng + R tăng + H s ng v i bi n m i đưa vào có ý nghĩa v m t th ng kê H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 27 Ki m ñ nh s phù h p c a hàm h i qui • H0: β2 =β3 = =βk = ⇔ R2 = ⇔ h i qui không phù h p • H1: ∃βi ≠ ⇔ R2 > ⇔ hàm h i qui phù h p ESS /(k − 1) ESS n−k R2 n − k F= = ⋅ = ⋅ RSS /(n − k ) TSS − ESS k − 1 − R k − • F ∼ Fα(k-1,n-k) H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 28 III.3 Ki m ñ nh s thu h p h i qui Yi = β1 + β2X2i + β3X3i + + βkXki + Ui (UR) H0: β2 = β3 = = …= βr+1 = H1: ∃βi ≠ 0, (i = 2, 3, , r+1) Gi thi t H0 cho r ng r h s b ng ⇒ bao g m r ràng bu c Yi = β1 + βr+2Xr+2i + + βkXki + Ui (R): hàm h i qui thu h p (r h s ) (R) 29 Ki m ñ nh s thu h p h i qui (ti p) • Các bư c ki m đ nh + H i qui (UR) (R), thu ñư c t ng bình phương ph n dư, RSSUR RSSR RSSUR có dfUR = n – k RSSR có dfR = [n – (k – r)] RSS R − RSSUR n − k F= ⋅ ~ F (r , n − k ) RSSUR r H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 30 Ki m ñ nh s thu h p h i qui (ti p) • Do (UR) (R) có bi n ph thu c ⇒ TSSUR=TSSR = TSS (TSS − ESS R ) − (TSS − ESSUR ) ⋅ n − k F= TSS − ESSUR r R −R n−k F= ⋅ ~ F (r , n − k ) − RUR r UR H i qui b i R Nguy n Th Minh Hi u 31 V.1 D báo giá tr trung bình ˆ ˆ = X ′ β c lư ng c a E(Y|X ) v i Y0 • 0 ' kì v ng X β phương sai là: ( ) ( ) ( ) ˆ ˆ ˆ = var X ′β = X ′ cov β X var Y0 0 ′σ X ′X −1 X = σ X ′ X ′X −1 X = X0 ( ) ) 0 ( không bi t, s d ng ˆ thay th • σ σ ˆ ) = σ X ′ ( X ′X )−1 X ˆ ⇒ se(Y0 0 H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 32 V.1 D báo giá tr trung bình (ti p) V i m c ý nghĩa α, giá tr trung bình c a bi n ph thu c tương ng v i vecto bi n ñ c l p X0 ñư c d báo n m kho ng: ˆ Y − t  α /2 H i qui b i ( n−k ) ( ) ˆ ˆ se Y0 , Y0 + tα / Nguy n Th Minh Hi u ( n −k ) ( ) ˆ se Y0   33 V.2 D báo giá tr cá bi t ˆ ˆ = X ′ β c lư ng c a Y v i kì Y0 • 0 ' v ng X β phương sai là: ( ( ) ) ˆ ˆ = var X ′ β + σ var Y0 − Y0 1 + X ′ ( X ′X )−1 X  =σ 0   không bi t, s d ng ˆ thay th • σ σ ˆ ) = σ + X ′ ( X ′X )−1 X ˆ ⇒ se(Y0 − Y0 0 H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 34 V.2 D báo giá tr cá bi t (ti p) • V i m c ý nghĩa α, giá tr cá bi t c a bi n ph thu c tương ng v i vecto bi n ñ c l p X0 ñư c d báo n m kho ng ( ) ( ) ˆ ˆ ˆ ˆ Y0 − tα / 2( n −k ) se Y0 − Y0 , Y0 + tα / 2( n −k ) se Y0 − Y0    H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 35 M t s d ng hàm h i qui • Hàm Cobb-Douglas (log - log) β2 β3 βk Y = β1 X X X k ⇔ ln Y = ln β1 + β ln X + β3 ln X + β k ln X k ε Y Xi ∂Y X i = = βi ∂X i Y H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 36 M t s d ng hàm h i qui • Hàm log – lin VD: Yt = Y0(1 + r)t ln(Yt) = ln(Y0) + t*ln(1 + r) ⇔ ln(Yt) = β1 + Xt*β2 dY β2 = Y dX H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 37 M t s d ng hàm h i qui • Hàm lin – log VD: Y= β1 + β2ln(X) dY β2 = dX X H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u 38 ...I MƠ HÌNH H I QUI BI N I.1 D ng mơ hình Hàm h i qui t ng th (PRF): E(Y|X2i ,X3i) = β1 + β2X2i + β3X3i Yi = E(Y|X2i ,X3i) + ui = β1 + β2X2i + β3X3i + ui Y: bi n ph thu c X2, X3: bi n gi... ng tham s c a mơ hình h i qui bi n b ng phương pháp OLS Khơng có σ2 nên s d ng ˆ σ H i qui b i ˆ σ thay th ∑e = i n−3 Nguy n Th Minh Hi u 11 II Mơ hình h i qui k bi n t ng qt Mơ hình h i qui k... quan sát H i qui b i Nguy n Th Minh Hi u I.1 D ng mơ hình β1 : h s ch n β1 = E(Y|X2=X3=0): cho bi t tác đ ng trung bình c a bi n khơng có mơ hình lên bi n ph thu c ñư c th hi n b ng giá tr trung

Ngày đăng: 08/08/2014, 16:22

TỪ KHÓA LIÊN QUAN