2.7. Теорема Гаусса-Маркова
Аналогичные рассуждения применимы и к коэффициентам регрессии. Теорема Гаусса-Маркова утверждает, что при условии соблюдения предпосылок, описанных в разделе 2.2, оценки МНК будут наилучшими (наиболее эффективными) линейными (комбинации У^ несмещенными оценками параметров регрессии. Мы продемонстрируем это для коэффициента наклона Ь2.
Чтобы увидеть свойство линейности, заметим, что
±(х1-х)(г1-г).±(х1-х)г,-±(х1-х)г~
1=1 /■=] /=1
/=1 /=1
= ±(х,-щ-?\±х1-пх\==±(х1-х)г1.
(2.47) /=1 1/=1 ) 1=1Тогда
К*,-*)($-?) їії-щ „ ( л
----------- — = ч------------- 7=1.} (2.48)
Ж-*)2 Ш-х)2
]=1 ]=1 у'=1
где соответствует определенному ранее.
Далее мы продемонстрируем свойство эффективности. Рассмотрим любую другую несмещенную оценку
£=2>/1/. (2.49)
/=1
которая является линейной функцией уг Мы покажем, что дисперсия этой оценки будет больше, кроме случая, когда = а1 для всех и Для того, чтобы Ь.
была несмещенной, нам нужно, чтобы е(Ь2 ) = Р2.
ь2 = 5>л = 2>/(рі + "/) = ]►>& + +1(2.50) 1 = 1 /=1 І=1 /=1 /=1
Следовательно,
/=1 /=1 1/=1 ]
Первые два слагаемых в правой части нестохастические и поэтому не изменятся, когда мы возьмем их математические ожидания. Теперь
Е (£ т 1= 1Е [т)=I(«,)=о.
(2.52)1/=1 ) 1=1 /=1
Первый шаг потребовал использовать первое правило для математического ожидания, поэтому
Щ = Ь Хй+Рг!*/*/- (2-53)
;=1 /=1
Иными словами, для того, чтобы Е(ь2^ = (32, величина ^.должна удовлетворять условию, согласно которому = 0 и Х^'^/ =1. Дисперсия Ь2 дана как
о\ = £{(4-£(4))2)=г{Ё(«)2}=^1 «?• (2.54)
Последний шаг абсолютно аналогичен тому, который мы использовали для доказательства того, что £ |Х(а/м/)2} = °мХа'2 80 Вставке 2.3. Пусть
А;. = ё/-а, (2.55)
Записывая gi = а{ + кр первое условие несмещенности Ь2 приобретает вид
5>,=Х(«/+4г) = 0. (2.56)
/=1 /=1
Так как а, =0 (см. Вставку 2.2), то ^/г,- =0. Второе условие несмещенности Ь2 приобретает вид
< =в2±«? + =03 {±-? + ± V (2.57)
/=1 /=1 1/=1 /=1 1 = 1 \
Так как = 1 (снова см. Вставку 2.2), то ^/^,=0. Дисперсия Ь2
равна
Ч -о5±в? -о2±Ь-«2 +22^1. (2.58)
/=1 /=1 1/=1 /=1 /=1 ]
Теперь
------- -\±Ь,Х,-Х±и\. (2.59,
ы ыЯхг*) КМ Ы ы ]
У=1 У=1
Это выражение равно нулю, так как мы уже видели, что условия несмещенности Ъ2 требуют, чтобы ^ /?, = О и = 0. Следовательно,
ч=°«{ха
Еще по теме 2.7. Теорема Гаусса-Маркова:
- 3.6. Теорема Гаусса—Маркова
- Под ред. Г. Б. Поляка, А.Н. Марковой. Всемирная история: Учебник для вузов/ Под ред. Г.Б. Поляка, А.Н. Марковой. – М.: Культура и спорт, ЮНИТИ, – 496 с, 1997
- 7.1. Еще раз об условиях Гаусса—Маркова
- 5 15.3. ТЕОРЕМА РАЗДЕЛЕНИЯ
- 9.2. Формулировка теоремы
- Маркова В. Д., Кузнецова С. А.. Стратегический менеджмент: Курс лекций, 1999
- Теорема Коуза
- Вопрос 52. Теорема Коуза - Стиглера.
- Теорема Томаса
- 87. ВНЕШНИЕ ЭФФЕКТЫ И ТЕОРЕМА РОНАЛЬДА КОУЗА
- Трансакционные издержки и теорема Коуза
- 3.3. теорема коуза 3.3.1. Внешние эффекты
- Тема 5. ТЕОРЕМА КОУЗА И ТРАНСАКЦИОННЫЕ ИЗДЕРЖКИ
- Лекция № 9 ТЕОРЕМА КОУЗА 9.1. Распределение правомочий между собственниками
- 3.3.3. Теорема Коуза в экономике права. Переход от возмездия к компенсации за причинение вреда в древнем праве: объяснение по Коузу
- 3.4. Несмещенность коэффициентов регрессии
- 3.3. Свойства коэффициентов множественной регрессии
- 6.6.2. ЕМКОСТЬ КАНАЛА СВЯЗИ
- ЭЙЛЕР
- 35 ОБЩЕЕ РАВНОВЕСИЕ И БЛАГОСОСТОЯНИЕ