回归分析确定性关系或函数关系y =f (x) 变 量 间 的 关 系 非 确 定 性 关 系人的身高和体重 家庭的收入和消费 商品的广告费和销售额 粮食的施肥量和产量

x相关关系

Y

称这种非确定性关系为统计关系或相关(相依 关系. 称这种非确定性关系为统计关系或相关 相依)关系

第一章 一元线性回归模型以下设 x 为自变量(普通变量 Y 为因变量(随机变 普通变量) 普通变量 随机变 量) .现给定 x 的 n 个值 x1,…, xn, 观察 Y 得到相应的 n 个 值 y1,…,yn, (xi ,yi) i=1,2,…, n 称为样本点 样本点. 样本点 以 (xi ,yi) 为坐标在平面直角坐标系中描点,所得到 的这张图便称之为散点图 散点图. 散点图

北京市城市居民家庭生活抽样调查图表 10 8 6 4 2 0 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18x:人均生活费收入Y:人均食品支出

§1.1 模型的建立及其假定条件一、一元线性回归模型例如：研究某市可支配收入X对人均消费支出 的影响。建立如下 例如：研究某市可支配收入 对人均消费支出Y 的影响。 对人均消费支出

理论回归模型：

Yi = β0 + β1 Xi + εi其中： ——被解释变量 被解释变量； ——解释变量 解释变量； 其中： Yi——被解释变量； Xi——解释变量；

ε I ——随机误差项； 随机误差项； 随机误差项

β0,β1—回归系数 回归系数

回归模型中省略的变量; 回归模型中省略的变量

包含： 随机变量ε i包含：

确定数学模型的误差； 确定数学模型的误差； 测量误差

假设调查了某社区所有居民， 假设调查了某社区所有居民，他们的人均可支 配收入和消费支出数据如下： 配收入和消费支出数据如下：

X Y

80 55 60 65 70 75 - -

100 65 70 74 80 85 88 - 6 462

120 79 84 90 94 98 - - 5 445

140 80 93 95 103 108 113 115 7 707

160 102 107 110 116 118 125 - 6 678

180 110 115 120 130 135 140 - 6 750

200 120 136 140 144 145 - - 5 685

220 135 137 140 152 157 160 162 7 104 3

240 137 145 155 165 175 189 - 6 966

260 150 152 175 178 180 185 191 5 121 1

户数 总支出

5 325

描出散点图发现：随着收入的增加，消费“平均地说”也在增加， 描出散点图发现：随着收入的增加，消费“平均地说”也在增加，且Y 的条件均值均落在一根正斜率的直线上。这条直线称为总体回归线 总体回归线。 的条件均值均落在一根正斜率的直线上。这条直线称为总体回归线。

Y

55 80 100 120140 160

X

二、随机误差项εi的假定条件 随机误差项为了估计总体回归模型中的参数，需对随机误差项作出如下假定： 为了估计总体回归模型中的参数，需对随机误差项作出如下假定： 假定1: 假定 ：零期望假定：E(εi) = 0。 。 假定2: 假定 ：同方差性假定：Var(εi) = σ 2。 假定3: 假定 ：无序

列相关假定：Cov(εi, εj) = 0, (i ≠ j )。 。 假定4: 假定 ： εi 服从正态分布，即εi ～ N (0, σ 2 )。 。

前三个条件称为G-M条件 条件 前三个条件称为

§1.2 一元线性回归模型的参数估计

普通最小二乘法( Squares) 普通最小二乘法(Ordinary Least Squares) OLS回归直线的性质 OLS回归直线的性质 OLSE的性质 OLSE的性质

一、普通最小二乘法对于所研究的问题， 对于所研究的问题，通常真实的回归直线 E(Yi|Xi) = β0 + β1Xi 是观 测不到的。可以通过收集样本来对真实的回归直线做出估计。 测不到的。可以通过收集样本来对真实的回归直线做出估计。

经验回归直线： 经验回归直线： Yi = β 0 + β1 X i的估计值； 其中： 的估计值(拟合值); 其中： Yi 为Yi的估计值(拟合值); β 0 , β1 为 β0 , β1 的估计值； 如果观测值到这条直线的纵向距离(真实值与估计值的偏差) 如果观测值到这条直线的纵向距离(真实值与估计值的偏差)用ei 表示(称为残差),则 表示(称为残差),则经验回归模型为： ),

Yi = β 0 + β1 X i + ei

的估计值) (ei为εi的估计值)

注意：分清 个式子的关系 注意：分清4个式子的关系 (1)理论(真实的)回归模型： )理论(真实的)回归模型：

Yi = β0 + β1 Xi + ε i(2)理论(真实的)回归直线： )理论(真实的)回归直线：

E( Y | Xi ) = β0 + β1 Xi(3)经验(估计的)回归模型： )经验(估计的)回归模型：

Yi = β 0 + β1 X i + ei(4)经验(估计的)回归直线： )经验(估计的)回归直线：

Yi = β 0 + β1 X i

对于参数的估计采用最小二乘估计法、 对于参数的估计采用最小二乘估计法、最小二乘法的原则是以 )。(Q为残差平方 残差平方和最小” 确定直线位置(即估计参数)。( “残差平方和最小” 确定直线位置(即估计参数)。( 为残差平方 和) = Q=nn

∑ ei =2 i =1

∑ (Yi Y i ) 2i =1

n

( Yi β 0 β1 X i )2 ∑i =1

为变量， 则通过Q最小确定这条直线， 则通过 最小确定这条直线，即确定 β 0 , β1 ,以 β 0 , β1 为变量， 最小确定这条直线把它们看作是Q的函数，就变成了一个求极值的问题，可以通过求 把它们看作是 的函数，就变成了一个求极值的问题， 的函数 导数得到。 导数得到。 的偏导数： 求Q对 两个待估参数 的偏导数： Q β

正规方程组

= 2∑ (Yi β 0 β1 X i )( 1) = 0i =1

n

0

n Q = 2∑ (Yi β 0 β1 X i )( X i ) = 0 β1 i =1

即

∑ ei = 0 ∑ ei X i = 0

根据以上两个偏导方程得以下正规方程 正规方程 (Normal equation) :

∑Y

i

= nβ

0 + β1 ∑ X i

Yi X i = β 0 ∑ X i + β1 ∑ X i2 ∑ β1 = ∑ ( X i X )(Yi Y ) ( X i X )2 ∑

β 0 = Y β1 X其中, X 和Y 分别为X 、Y的均值

若记

则n

Lxx = ∑( Xi X )2Lyy = ∑(Yi Y )i =1 n

i =1 n

2

Lxy = ∑( Xi X ) (Yi Y )i=1

β0 = Y β1 X Lxy β1 = Lxx

二、OLS回归直线的性质 回归直线的性质 (1)估计的回归直线 Yi )(2) )

= β 0 + β 1X i

过点

( X ,Y )

.

∑ ei = 0 ∑ ei X i = 0 Y =Y.

(3) Yi 的拟合值的平均数等于其样本观测值的平均数 )

1 n = 1 Y = ∑ Yi n n i =1=

∑ (β i =1

n

0

+ β1 X i )=

β 0 + β1 X

Y

三、OLSE回归直线的性质 回归直线的性质 统计性质线性 无偏性 有效性

σ2 的估计

1、线性

都是Y 的线性函数。 这里指 β 0 , β1 都是 i的线性函数。

证明： 证明：

β

1

=

∑ ( X X )(Y Y ) ∑(X X )i i 2 i

= =令 ki =

∑(X X)Y Y ∑(X X) ∑(X X)i i i 2 i

∑ ( X X )Y ∑(X X )i i

i 2

(Xi X ) = 2 ∑ (Xi X )

xi xi2 ∑

代入上式， 代入上式，得：

β1 = ∑ kiYi

同理可证： 同理可证：β0也具有线性特性 。