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第三章多变量回归分析(计量经济学南开大学)

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南开大学计量经济学课件回归方程的变量和形式

南开大学计量经济学课件回归方程的变量和形式

检验判断1994年之前和之后两段时期消费函数是否产生显著的
差异。
7.2 模型的稳定性检验
2、Chow预测检验
Chow预测检验是先对包含前T1个观察值的子样本 建立模型，然后用这个模型对后T2个观察值的自变量 进行预测，如果实际值与预测值有很大变动，就可以 怀疑模型中存在结构性变化。T1 和T2的相对大小，没 有确定的规则，可能根据如战争、石油危机、经济改 革等明显的转折点来确定，如果不存在这样明显的转 折点，常用的方法是用85%-90%的数据进行估计，剩 余的数据进行检验。
7.2 模型的稳定性检验
1、Chow断点（Breakpoint）检验
实例一：估计C-D函数 log(Y ) 0 1 log(L) 2 log(K )
（1）1929－1967年数据估计如下 log(Y ) 3.938 1.451log(L) 0.384log(K )
R 2 0.9946 , R 2 0.9943 , RSS 0.0434 （2）分1929-1948和1949－1967两段数据估计如下 log(Y ) 4.058 1.617log(L) 0.220log(K )
3、冗余（Redundant)变量检验
检验一部分变量的统计显著性，通过判断方程中一
部分变量系数是否与0没有显著差异，决定是否从方程 中剔除这些变量，检验方法可以通过F检验和似然比 （LR）检验。 冗余变量检验是遗漏变量检验逆过程。
Eviews实现过程：
View－Coefficient Tests－Redundant Variables－
7.2 模型的稳定性检验
1、Chow断点（Breakpoint）检验（邹至庄断点检验） 思想：对每个子样本单独拟合方程，并与对于全部样本 拟合方程进行比较，来观察每个子样本的估计方程是否 有显著差异，判断是否存在结构变化。 零假设：两个子样本拟合的方程无显著差异。即结 构没有发生变化。 如果拒绝零假设，则代表有显著差异，意味着模型 中存在结构变化。

南开计量经济学课件 (3)

南开计量经济学课件 (3)
以下非线性回归模型是无法用最小二乘法估计参数的。 可采用非线性方法进行估计。估计过程非常复杂和困难，计 算机的出现大大方便了非线性回归模型的估计。专用软件使 这种计算变得非常容易。但本章不是介绍这类模型的估计。
下面介绍几种典型的可以做线性化处理的非线性模型。
(1)多项式函数模型(1)
多项式方程
（第3版教材第90页）
案例4 ：钉螺存活率曲线（file:nonli3）（生长曲线模型）
100
Y 80
60
40
20
T
0
0
2
4
6
8
10
12
案例4：钉螺存活率曲线（file:nonli3）（生长曲线模型）
钉螺存活率样本值与拟合值。
100 Y YF
80
60
40
20
T
0
2
4
6
8
10
12
点预测：当t = 6.5月时
yˆt

101 1 e4.310.76536.5
还原，Lny = Ln(7.33) + 104.5 (1/x) 104.5( 1 )
y 7.33e x
(6) 幂函数模型(全对数模型)
(b > 1)
(b = -1) (b < -1)
(0<b <1)
(0 > b > -1)
yt axt b eut
b取不同值的图形分别见上图。对上式等号两侧同取对数，得
(4) 生长曲线 (logistic) 模型（与教材中的模型稍异，称S曲线）
Y k
Y k
k/2
0
0
(lnb)/a
t
t

第三章多变量回归分析(计量经济学南开大学)

第三章多变量回归分析(计量经济学南开大学)

根据残差的平方和最小化的原理，解出参数的估计量。 ˆ ˆ X ˆ X )2 ˆ i2 (Yi 残差平方和RSS u 1 2 2i k ki
ˆ 'u u ˆ u ˆ Y Xβ ˆ ˆ Y Xβ u ˆ )' ( Y Xβ ˆ) ˆ i2 u ˆ ' u ( Y Xβ RSS u ˆ ' X' Y β ˆ ' X' Xβ ˆ Y' Y β ˆ ' X' Y Y ' Y 2β
ˆ 2代替 2，则 如果 2未知，以 2 1 ˆ )的估计量为： ˆ（ Var Cov(β X' X）
2 1 1 ˆ 的标准差Se(β ˆ )为 ˆ（ ˆ β X' X） （X' X）
ˆ 的性质： 四、OLS估计量 β
1 、线性 1 ˆ （ β [ X' X） X' ]Y 2、无偏性 ˆ] β E[β 3、最小方差性 ˆ 具有Var (β ˆ )最小。 OLS估计量β
X X X X
2i 2 2i 3i
2i
X X X X
3i 2i 2
3i

3i

X X X X X
ki
X ki X 2i 1 X 22 X 32 X k2 1 X 23 X 33 X 3k
X ki X 3i
ˆ 1 ˆ 2i ki ˆ2 3i ki 3 2 ˆ X ki k
二、 的估计量
2 ˆ u i
ˆ ' X' Y β ˆ ' X' Xβ ˆ ˆ Y' Y 2β u ˆ u ˆ 0 2 X' Y 2 X' Xβ

第二章 双变量回归分析(计量经济学,南开大学)

第二章 双变量回归分析(计量经济学,南开大学)

ˆ 和 ˆ 1 2

i
为Yi的线性函数
i 2 i
ˆ
2
xY x

(
xi )Yi 2 x i
k Y
i
i
其中k i
xi xi2 1 xi2
ki k i2
x

2
i
0
2 xi

1 xi2 1 xi2

i
1 xi2
6、样本回归函数（SRF） 由于在大多数情况下，我们只知道变量值得一个样本，要用样本信息的基础 上估计PRF。(表） 样本1
X（收入） Y（支出） 80 55 100 65 120 79 140 80 160 102 180 110 200 120 220 135 240 137 260 150
样本2
ˆ ) VAR( 2

x
2 i
2
2 i
x
ˆ： 对于 1
ˆ Y ˆ X 1 ˆ X Yi 1 2 2 n 1 ˆ X ( 1 2 X i ui ) 2 n u 1 i X k i ui n ˆ ) E[( ui X 方差：VAR( k i ui ) 2 ] 1 n
ˆ ) E( ki E (ui ) 2 2 2 ˆ Y ˆ X 1 2 ( 1 2 X i ui ) ( 1 k i u i ) X 1 u i X k i u i ˆ ) E( 1 1
1 1 2 21
估计量（Estimator）：一个估计量又称统计量(statistic)，是指一个规则、公式 或方法，以用来根据已知的样本所提供的信息去估计总体参数。在应用中，由估 计量算出的数值称为估计（值）（estimate)。 样本回归函数SRF的随机形式为：

南开大学计量课件多元线性回归异方差问题共43页文档

南开大学计量课件多元线性回归异方差问题共43页文档
44、卓越的人一大优点是：在不利与艰 难的遭遇里百折不饶。——贝多芬
45、自己的饭量自己知道。——苏联
41、学问是异常珍贵的东西，从任何源泉吸 收都不可耻。——阿卜·日·法拉兹
42、只有在人群中间，才能认识自 己。——德国
43、重复别人所说的话，只需要教育； 而要挑战别人所说的话，则需要头脑。—— 玛丽·佩蒂博恩·普尔
南开大学计量课件多元线性回归异方 问题
11、用道德的示范来造就一个人，显然比用法律来约束他更有价值。—— 希腊
12、法律是无私的，对谁都一视同仁。在每件事上，她都不徇私情。—— 托马斯
13、公正的法律限制不了好的自由，因为好人不会去做法律不允许的事 情。——弗劳德
14、法律是为了保护无辜而制定的。——爱略特 15、像房子一样，法律和法律都是相互依存的。——伯克

南开大学计量多元线性回归异方差问题

南开大学计量多元线性回归异方差问题

和为
2
wi2
2
i
wi2
yi b0b1xi
获得的估计量就是加权最小二乘估计量。对于多元线性回
归模型y=Xβ＋u，令权数序列wi =1/i ，W为N×N对角矩 阵，对角线上为wi ，其他元素为0。则变换后的模型为
Wy WX Wu
（一）加权最小二乘法
方差未知的情形 （1）误差方差与xi成比例
（3）其他的与自变量xi的加权形式f(xi)
f xi r0 r1xi
（一）加权最小二乘法
方差未知的情形
Var
(
)
i
2 i
2
r
0
r
1x
i
y i
b0
b1xi
r0 r1xi r0 r1xi r0 r1xi
i
r0 r1xi
Var
i
1 Var
r 0 r1xi r 0 r1xi
下这个回归的R平方Ru22 。
4、检验零假设是
H0 :1 2 k 0
对方程（2）进行F检验，或计算LM统计量进行检验。
LM
n
•
R2 u2
~
2 k
（三）戈里瑟检验
1、通常拟合
e
和
X
之间的回归模型：
j
e
X
l j
根据图形中的分布选择
l 1,1或 1 2
2、再检验零假设 ＝0（不存在异方差）。如果零假设
纠正异方差性的一个可行程序
（1）将y对x1, x2,…xk做回归并得到残差u; （2）将残差进行平方，然后再取自然对数而得到log(u2); （3）做log(u2)对x1, x2,…xk的回归并得到拟合值g； （4）求拟合值的指数：h=exp(g) （5）以1/h为权数用WLS来估计方程。

南开大学计量经济学练习题(含答案)

第1章绪论习题一、单项选择题1．把反映某一总体特征的同一指标的数据，按一定的时间顺序和时间间隔排列起来，这样的数据称为（）A. 横截面数据B. 时间序列数据C。

面板数据 D. 原始数据2．同一时间、不同单位按同一统计指标排列的观测数据称为（）A．原始数据 B．截面数据C．时间序列数据 D．面板数据3．用计量经济学研究问题可分为以下四个阶段( ）A．确定科学的理论依据、建立模型、模型修定、模型应用B．建立模型、估计参数、检验模型、经济预测C．搜集数据、建立模型、估计参数、预测检验D．建立模型、模型修定、结构分析、模型应用4．下列哪一个模型是计量经济模型（ )A。

投入产出模型 B.数学规划模型C.包含随机变量的经济数学模型D.模糊数学模型二、问答题1．计量经济学的定义2．计量经济学的研究目的3．计量经济学的研究内容习题答案一、单项选择题1．B 2．B 3．B 4．C二、问答题1．答：计量经济学是统计学、经济学、数学相结合的一门综合性学科，是一门从数量上研究物质资料生产、交换、分配、消费等经济关系和经济活动规律及其应用的科学2．答:计量经济学的研究目的主要有三个：（1） 结构分析。

指应用计量经济模型对经济变量之间的关系作出定量的度量。

（2） 预测未来。

指应用已建立的计量经济模型求因变量未来一段时期的预测值。

（3） 政策评价。

指通过计量经济模型仿真各种政策的执行效果，对不同的政策进行比较和选择。

3．答：计量经济学在长期的发展过程中逐步形成了两个分支：理论计量经济学和应用计量经济学。

理论计量经济学主要研究计量经济学的理论和方法.应用计量经济学将计量经济学方法应用于经济理论的特殊分支，即应用理论计量经济学的方法分析经济现象和预测经济变量。

2一元线性回归模型习 题一、单项选择题1．最小二乘法是指（ ） A 。

使()∑=-nt ttYY 1ˆ达到最小值 B 。

使ˆmin i iY Y -达到最小值 C. 使tt Y Y ˆmax -达到最小值 D. 使()21ˆ∑=-nt t t Y Y 达到最小值2． 在一元线性回归模型中，样本回归方程可表示为（ ） A. 01i i i Y X u ββ=++ B.01ˆˆˆi i i Y X e ββ=++ C ． 01ˆˆˆi i Y X ββ=+ D. ()01i iE Y X ββ=+3．线设OLS 法得到的样本回归直线为01ˆˆi i i Y X e ββ=++，以下说法不正确的是（ ）A ．0=∑i e B ．0),(≠i i e X COVC ．Y Y =ˆD ．),(Y X 在回归直线上4．对样本的相关系数γ,以下结论错误的是( ）A. γ越接近0， X 与Y 之间线性相关程度高B.γ越接近1，X 与Y 之间线性相关程度高C. 11γ-≤≤D 、0γ=,则X 与Y 相互独立二、多项选择题1．最小二乘估计量的统计性质有（ ）A. 无偏性B. 线性性 C 。

第3章_双变量回归模型： 计量经济学-古扎拉蒂 教学课件_834

的 – 假定3:干扰项ui的均值为零 – 假定4:同方差性或ui的方差相等
vauir|(Xi)E[ui E(ui)|Xi]2
E(ui2|Xi)2
f(u)
0
Y
X1
X2
X3
X4
X 同方差性：Var(ui|Xi)= Var(uj|Xj)，i≠j
3.2经典线性回归模型
• 最小二乘法的基本假定
– 假定5:各个干扰之间无自相关
E (Yi X i ) 0 1 X i Var (Yi | X i ) 2
Cov (Yi , Y j ) 0 (i j )
Yi ~ N ( 0 1 X i , 2 )
3.3最小二乘估计的精度或标准 误差
方差:
var(ˆ2)
2
xi2
var( ˆ1 ) n
X
2 i
x
2 i
2
标准误:
3.2经典线性回归模型
• 最小二乘法的基本假定
– 假定7:观测次数n必须大于待估计的参数个 数.即观测次数n必须大于解释变量的个数
– 假定8:X值要有变异性 – 假定9:正确地设定了回归模型. – 假定10:没有完全的多重共线性.
3.2经典线性回归模型
• 由于被解释变量 Yi分布的性质决 定于ui ，因而对 ui的各项假定也 适用于 Yi，从而 有：
se(ˆ2)
xi2
se ( ˆ1 )
n
X
2 i
x
2 i
3.4最小二乘法回归线性质
• 回归线的性质
1. 它是通过Y和X的样本均值的一条直线. 2. 估计的Y(即 Yˆi )的期望值等于实测的Y的期望值. 3. 残差的期望值为零. 4. 残差和预测的Yi值不相关. 5. 残差和Xi不相关.

南开大学计量经济学期末复习重点




ˆ 1
( xt x )( y t y ) ， ( xt x ) 2
ˆ y ˆ x 0 1
第2章 一元线性回归模型
2.3 OLS 回归函数的性质
ˆt = 0 (1) 残差和等于零， u
ˆ + ˆ xt 过（ x , y ）点。 ˆt = (2) 估计的回归直线 y 0 1 ˆt = y 。 (3) yt 的拟合值的平均数等于其样本观测值的平均数， y ˆ 和 ˆ 的特性 2.4 最小二乘估计量 0 1
（1）线性特性， （2）无偏性， （3）最小方差性， （4）一致性。 Gauss-Marcov 定理：若 ut 满足 E(ut) = 0，D(ut) = 2，那么用 OLS 法得到的估计量就具有最佳线性无偏性。估计量称最佳线 性无偏估计量。
第2章 一元线性回归模型
分清 4 个式子的关系。 (1) 真实的统计模型，yt = 0 + 1 xt + ut
第2章 一元线性回归模型
2.1 一元线性回归模型 yt = 0 + 1 xt + ut 模型分为两部分。 （1）回归函数部分，E(yt) = 0 + 1 xt,（2）随机部分 ut 。 对模型解释变量和误差项 ut 做出如下假定。 (14) ut N (0,

)。(5) ui 非自相关。(6) xi 是非随机的。
1 T 1 T
T
=
Cov( x t , y t ) D( x t ) D( y t )
。
=
t 1 ( xt x )( y t y )
T
t 1 ( xt x ) 2
1 n -1
1 T
n

四计量经济学多变量回归分析模型

i 1
n
2
Min[Yi ( 0 1 X 1i ... p X pi )]
i 1
n
^
^
^
2
• 根据最 小二乘原 理，参数 估计值应 该是右列 方程组的 解
ˆ 0 ˆ 1 ˆ 2 ˆ k
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X ˆ Y i 0 1 1i 2 2i ki Ki
2 ˆ Q e (Yi Yi ) i 1 2 i i 1 n n
i=1,2…n
其 中
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X )) (Yi ( 0 1 1i 2 2i k ki
1 Y1 X 1n Y2 Y X kn n
0 1 β 2 k
X 11 X 12 X 1n
X 21 X X kn n ( k 1 )
( k 1 )1
1 μ 2 n n 1
用来估计总体回归函数的样本回归函数为：
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X ˆ Y i 0 1 1i 2 2i ki ki
ˆ ˆ X ˆ X ˆ X e 其随机表示式: Yi 0 1 1i 2 2i ki ki i
ei称为残差或剩余项(residuals)，可看成 是总体回归函数中随机扰动项i的近似替代。
表示：各变量X值固定时Y的平均响应。
j也被称为偏回归系数，表示在其他解释变
量保持不变的情况下，X j每变化1个单位时，Y的 均值E(Y)的变化; 或者说j给出了X j的单位变化对Y均值的 “直接”或“净”（不含其他变量）影响。
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决定一个变量是否引入回归模型，就要先研究它的边际贡献，以正确 地建立模型。如果变量的边际贡献较小，说明改变量没有必要加入模型。
分析变量的编辑贡献，可以使用方差分析表为工具，根据变量引入前、 后的RSS的变化量及其显著性检验（扣除原来引入模型的解释变量的贡 献），确定该变量的边际贡献是否显著。
一个简单的检验方法，就是对引入新变量后的RSS增量与新的ESS的 比值做显著性检验。
ESS TSS ESS Y'Y nY 2 Y' Y βˆ ' X' y βˆ ' X' Y nY 2
方差分析表（ ANOVA)
平方和
df
ESS
(Yˆi Yˆ)2 Y' Y βˆ ' X' Y
k-1
RSS
uˆ2 βˆ ' X' Y nY 2
i
n-k
TSS
(Yi Y )2 Y'Y nY2
2
n
u2
un
或： Y Xβ u
Y为因变量观测值列向量
在
Y Xβ u 中，X为数据矩阵。
β 为待估计参数列向量
u为随机扰动项列向量
二、多 变量线性回归模型的基本假定
1、 Eu 0
随机干扰项的期望值为0。
u1
2、
E
u
u
'
u2 un
u1
u2
2 0 0 0
0 0
可得到如下正规方程组：
nˆ1 ˆ2 X 2i ˆk X ki Yi
ˆ1
X 2i ˆ2
X
2 2i
ˆk
X 2i X 3i ˆk
X 2i X ki
X 2iYi
ˆ1
X 3i ˆ2
X 3i X 2i ˆ2
X2 3i
ˆk
X 3i X ki
X 3iYi
ˆ1
3、最小方差性 OLS估计量βˆ 具有Var(βˆ )最小。
第三节 拟合优度检验：
一、判定系数R2： 总平方和：
TSS
y2 i
(Yi Y )2 Yi2 2 YiY nY
Y'Y nY 2 残差平方和：
RSS uˆ 2 uˆ 'uˆ Y' Y βˆ ' X' Y i
回归平方和：
R 2 1 ESS /(n k ) 1 (1 R2 ) n 1
TSS /(n 1)
nk
1
ˆ 2
Se(Yˆ )
三、R2 与 R 2的性质
0 R2 1,
0 R2 1
R 2 R2 , 当k 时，R 2 R2
第四节 显著性检验
一、单参数的显著性检验：
根据假定，u ~ N (0, 2I)，因此ˆ ~ N ( , 2 (X' X)1)
X ki ˆ2
X ki X 2i ˆk
X ki X 3i ˆk
X2 ki
X kiYi
写成矩阵形式：
n
X 2i
X 3i
X 2i
X 3i
X2 2i
X 3i X 2i
X 2i X 3i X2
3i
X ki
X ki X 2i
X ki X 3i
1
1
1
X 21 X 22 X 23
以ˆ代替，则统计量
t
ˆi i Se(ˆi )
~
t(n k)
检验 ˆi 的显著性， 即在一定显著水平下， ˆi 是否显著不为0。
原假设H0 : i 0 备择假设H1 : i 0
如果接受H0 ，则变量Xi 对因变量没有影响，而接受H1，则说明变 量Xi 对因变量有显著影响。
检验步骤：
(1)选择显著水平，如 0.05。
一、参数估计
SRF :
Yi ˆ1 ˆ2 X2i ˆ3X3i ˆk Xki uˆi
根据残差的平方和最小化的原理，解出参数的估计量。
残差平方和RSS
uˆ 2 i
(Yi ˆ1 ˆ2 X 2i ˆk X ki )2
uˆ 'u
Y Xβˆ uˆ uˆ Y Xβˆ
RSS uˆ2 uˆ 'u (Y Xβˆ )'(Y Xβˆ ) i Y' Y 2βˆ ' X' Y βˆ ' X' Xβˆ Y' Y βˆ ' X' Y
把计算出的该统计量的值与α 显著水平下的临界值进行比较： 若 F F (m, n k m)，则新增变量的边际贡献不显著 F F (m, n k m)，则新增变量的边际贡献显著
引入的新变量的边际贡献显著，则应该把这些变量纳入回归模型，否 则这些变量不应引入回归模型做解释变量。
二、逐步回归法
第五节 解释变量的选择
在回归模型中的解释变量，除非由明确的理论指导或其他原因，在选 择上具有一定的主观性，如何正确选择解释变量是非常重要的。
一、解释变量的边际贡献分析
在建立回归模型时，假定我们顺序引入变量。在建立了Y与X2的回归 模型，并进行回归分析后，再加入X2。考虑加入的变量X2是否有贡献： 能否再加入后显著提高回归的解释程度ESS或决定系数R2。ESS提高的量 称为变量X2的边际贡献。
m n-(k+m)
U1/(k-1) U2/(k+m-1) (U2-U1)/m Q/( n-k-m)
TSS
n-1
定义统计量： F (ESS'ESS) / m RSS' /(n k m)
并检验其显著性。
在新引入变量的系数为0的原假设下，
统计量 F (ESS'ESS) / m ~ F (m, n k m) RSS' /(n k m)
选择其中ESS最大并通过F检验的变量作为首选解释变量，假定是X2 。
可以利用方差分析表来进行分析。 设ESS为引入变量前的回归平方和，ESS’ 为引入m个新变量后，得 到的回归平方和，RSS’为引入变量后的残差平方和。 ANOVA表如下：
平方和
自由度
均方差
引入变量前的ESS 引入变量后的ESS 添加变量的边际贡献 添加变量后的RSS
U1 U2 (U2-U1) Q
k-1 k+m-1
Yi a 2 X 2i ui Yi 1 2 X 3i ui
Yi 1 2 X ki ui
回归后， TSS( X 2 ) ESS( X 2 ) RSS( X 2 )
得到各 回归方
TSS( X 3) ESS( X 3) RSS( X 3)
程的平
方和
TSS( X k ) ESS( X k ) RSS( X k )
成立。
5、u ~ N (0, 2I)
随机干扰项服从正态分布。
三、多 变量线性回归模型的SRF
SRF :
Yi ˆ1 ˆ2 X 2i ˆ3 X 3i ˆk X ki uˆi
或 Y Xβˆ uˆ
其中βˆ 和uˆ分别为回归系数的OLS估计量的列向量和残差列向量。
第二节 多变量回归模型的OLS估计
X
31
X 32
X 33
X
k1
Xk2
X 3k
1 Y1
X 2n Y2
X 3n
Y3
X kn Yn
即： (X'X)βˆ X'Y
βˆ (X'X)1 X'Y
X ki ˆ1
X X
2i 3i
X X
ki ki
ˆ2 ˆ3
X2 ki
ˆk
如果直接用矩阵微分，则
uˆ 2 Y' Y 2βˆ ' X' Y βˆ ' X' Xβˆ i
第三章 多变量回归分析
第一节 多变量线性回归模型
一、多变量线性回归模型的PRF
如果假定对因变量Y 有k-1个解释变量：X2，X3，…，Xk，k 变量总 体回归函数为：
其中PR1为F 常: 数项Y，i 2 ~1 2为2 X解2i释变3量XX3i 2~Xk的系k X数ki ， uui为, i随 1机,2干,扰,项k 。
（2）计算统计量：
t
ˆi Se(ˆi )
（3）查t分布表，找出t (n k)。 2
（4）判断：
t 若
t
t 2 (n k )，则接受H0 , 参数i显著异于0
t
2
(n
k
)，则拒绝H
0
,
接受H1
,
参数
不
i
显著异于0
如果根据理论或常识，i 非负，则可做单侧检验，比较 t 与tα。
若 t t (n k)，则接受H0,参数i不显著异于0 t t (n k)，则拒绝H0 , 接受H1,参数i显著异于0
n-1
均方差
(Y' Y βˆ ' X' Y) /(k 1) (βˆ ' X' Y nY 2 ) /(n k )
判定系数：
二、校正的R2 ：
R2
ESS TSS
βˆ ' X' y nY 2 Y' Y nY 2
由R2的计算式可看出， R2 随解释变量的增加而可能提高（不可能降
低）：
R2
ESS TSS
2 0 0 2
0 0
2I
0 0 0 2
u12 u1u2
un
u2u1
u
2 2
unu1 unu2
u1un
u2un
un2
同方差性；无序列相关。
3、 X为非随机的
4、r（X） k
无多重共线性，即Xi (i = 2,3, …,k )之间不存在线性关系：
不存在不全为零的一组数：1, 2 , k , 使： 1 X1i 2 X 2i , k X ki 0