22

ФЕДЕРАЛЬНОЕ АГЕНСТВО ПО РЫБОЛОВСТВУ

ФЕДЕРАЛЬНОЕ ГОСУДАРСТВЕННОЕ БЮДЖЕТНОЕ ОБРАЗОВАТЕЛЬНОЕ УЧРЕЖДЕНИЕ ВЫСШЕГО ПРОФЕССИОНАЛЬНОГО ОБРАЗОВАНИЯ

МУРМАНСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ ТЕХНИЧЕСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ

Кафедра ИС и ПМ

_{ЭКОНОМЕТРИКА}

_{«продвинутый уровень»}

_{по направлению подготовки 080100.68 «Экономика»}

_{(по специализированной магистерской программе)}

_{Лекция 5}

_{Применение обобщенного МНК}

_{для оценивания параметров эконометрических моделей.}

.

Особенности построения моделей прогнозов в сфере финансовой деятельности.

Яретенко Н.И.

Мурманск

2013г.

Тема:

Применение обобщенного метода наименьших квадратов для оценивания параметров эконометрических моделей

Вопросы:

1.Обычный метод наименьших квадратов.

1.1 Предпосылки обычного МНК.

1.2 Свойства оценок обычного МНК.

2.Обобщенный МНК.

2.1 Обобщенная модель регрессии.

2.2 Оценивание параметров моделей с гетероскедастичностью возмущений. Пример 1.

2.3 Оценивание параметров моделей с коррелированными возмущениями. Пример 2.

1. Обычный метод наименьших квадратов

1.1 Предпосылки обычного метода наименьших квадратов

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

,

(0)

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

Уравнение регрессии модели (0) в матричной форме выглядит следующим образом:

,

(0)

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:

.

(0)

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

,

(0)

откуда вектор оценок b параметров модели (0) определяется по формуле

.

(0)

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

Для получения несмещенных, эффективных и состоятельных оценок параметров модели (0) необходимо выполнение следующих предпосылок:

1. Возмущение _i (i=1, 2, …, n) есть величина случайная, а факторы X₁, X₂, …, X_p — величины неслучайные. Это означает, что вектор возмущений  — 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 _i:

(i=1, 2, …, n).

(0)

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

.

(0)

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).

(0)

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

,

(0)

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 _j и _k ( ) равна нулю:

(0)

где (_j) и (_k) равны нулю в силу предпосылки 2.

Матричная форма записи предпосылки 4 имеет вид:

,

(0)

где — ковариационная матрица возмущений

,

(0)

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).

(0)

Равенство (0) вытекает из определения дисперсии и предпосылки 2. Так в соответствии с определением, дисперсией ²(Z) некоторой случайной величины Z называется математическое ожидание квадрата ее отклонения от математического ожидания: . Согласно предпосылке 2 , отсюда

.

(0)

Видно, что матричные записи условий предпосылок 3 и 4 — (0) и (0) соответственно, совпадают. Проверка выполнения предпосылки 4 с помощью d‑статистики Дарбина–Уотсона рассмотрена ниже.

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

.

(0)

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:

,

(0)

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