大师兄的应用回归分析学习笔记(十六):多重共线性的情形及其处理(一)

大师兄的应用回归分析学习笔记(十五):自变量选择与逐步回归(三)
大师兄的应用回归分析学习笔记(十七):多重共线性的情形及其处理(二)

一、多重共线性产生的背景和原因

  • 解释变量之间完全不相关的情形非常少见,尤其是研究某个经济问题时,涉及的自变量较多,很难找到一组自变量,他们之间完全不相关,而且他们又都对因变量有显著影响。
  • 当某一经济显现涉及多个影响因素时,这些影响因素之间大多有一定的相关性:
  • 当他们之间的相关性较弱时,一般就认为符合多元性回归模型设计矩阵的要;
  • 当这一变量有较强的相关性时,就认为是一种违背多元性回归模型基本假设的情形。
  • 当所研究的经济问题涉及时间序列资料时,由于经济变量往往随时间存在共同的变化趋势,它们之间容易出现共线性。
  • 例如,要研究居民消费状况,影响居民消费的因素很多,一般有职工平均工资、农民平均收入、银行利率、全国零售物价指数、过招利率、货币发行量、储蓄额、前期消费额等,这些因素显然即对居民消费产生重要影响,彼此之间又有很强的相关性。
  • 对于许多利用横截面数据建立回归方程的问题,尝尝也存在自变量高度相关的情形。
  • 例如,以企业的横截面数据为样本估计生产函数,由于投入要素资本K、劳动力投入L、科技投入S、能源供应E等都与企业的生产规模有关,所以它们之间存在较强的相关性。
  • 在实际建立回归模型时,由于研究者认识水平的局限性,不可避免地会出现所选变量相关的情形。
  • 需要关注当自变量之间有较强的相关性时,会给回归模型的参数估计带来什么样的后果。

二、多重共线性对回归模型的影响

  • 设回归模型:y=\beta_0+\beta_1x_1+\beta_2x_2+...+\beta_px_p +\epsilon存在完全的多重共线性,即对设计矩阵X的列向量存在不全为零的一组数c_0,c_1,c_2,...,c_p,使得c_0+c_1x_{i1}+c_2x_{i2}+...+c_px_{ip}+\epsilon =0,i=1,2,...,n
  • 此时设计矩阵X的秩rank(X)=p+1虽然成立,但是|X'X|\approx 0,(X'X)^{-1}的对角线元素很大,\hat\beta的方差阵D(\hat\beta)=\delta^2(X'X)^{-1}的对角线元素很大,而D(\hat\beta)的对角线元素即var(\hat\beta_0),var(\hat\beta_1),...,var(\hat\beta_p),因而\beta_0,\beta_1...,\beta_p的估计精度很低。
  • 这样虽然用普通最小二乘估计能得到\beta的无偏估计,但估计量\hat\beta的方差很大,不能正确判断解释变量对被解释变量的影响程度,甚至导致估计量的经济意义无法解释。
  • 假设做y对两个自变量x_1,x_2的线性回归,假定y与x_1,x_2都已经中心化,此时回归常数项为零,回归方程为:\hat y = \hat\beta_1x_1+\hat\beta_2x_2,记L_{11}=\sum^n_{i=1}x^2_{i1},L_{12}=\sum^n_{i=1}x_{i1}x_{i2},L_{22}=\sum^n_{i=1}x^2_{i2},则x_1x_2之间的关系系数为:r_{12}=\frac{L_{12}}{\sqrt L_{11}L_{22}}
  • 可得var(\hat\beta_1)=\frac{\delta^2}{(1-r^2_{12})L_{11}}\\var(\hat\beta_2)=\frac{\delta^2}{(1-r^2_{12})L_{22}}
  • 可知随着自变量x_1x_2的相关性增强,\hat\beta_1\hat\beta_2的方差将逐渐增大。
  • x_1x_2完全相关时,r=1,方差将变为无穷大。
  • 当给定不同的r_{12}值时,可看出方差增大的速度
  • 假设\alpha^2/L_{11}=1,相关系数从0.5变为0.9时,回归系数的方差增加了295%
  • 相关系数从0.5变为0.95时,回归系数的方差增加了671%
  • 回归变量x_1与x_2的相关程度越高,多重共线性越严重,回归系数的估计值方差越大,回归系数的置信区间就变得很宽,估计的精确性打不降低,使估计值稳定性变得很差。
  • 导致回归方程整体高度显著时,一些回归系数通不过显著性检验,回归系数的正负号也坑你出现倒置,使回归方程无法得到合理的经济解释。
  • 直接影响到最小二乘法的应用效果,降低回归方程的应用价值。
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