Экономические науки/8. Математические методы в экономике

Д.т.н. Чебраков Ю.В.

Санкт-Петербургский государственный политехнический университет, Россия

Методы получения общих аналитических решений для регрессионных задач в эконометрике

Пусть заданы массив данных и аппроксимирующая функция , где y_n — n-ое значение зависимой переменной,
— n-ое значение вектора независимой переменной и — неизвестный вектор параметров. Требуется найти оценки A¢ и погрешности dA¢.

Если F(A, X) = {F(A, X) — множественная линейная модель}, где h_l(X) — некоторые функции от X, то обсуждаемую регрессионную задачу можно представить в матричной форме

(1)

и использовать алгебраические методы для решения уравнения (1).

В частности, известный метод наименьших квадратов (МНК) получается как решение следующей минимизационной задачи [1, 2]

S(A) = yn – = (Y – HA)^T(Y – HA) Þ min,

(2)

где “T” означает транспонирование матрицы. Действительно, если продифференцировать (2) по A и приравнять полученное выражение нулю, то получим

¶S(A)/¶A = –2H ^TY + 2H ^THA = 0.

(3)

Если матрица (H ^TH)^–1 невырожденная (rank H = L), то получим искомое решение

ALS = (H ^TH)^–1H ^TY,

(4)

умножив выражение (3) слева на матрицу (H ^TH)^–1.

Очевидно, что вид решения регрессионной задачи может зависеть от вида минимизационной задачи. Например, M-робастная минимизационная задача [2, 3] имеет вид

= или =

(5)

где функция j(r) симметрична относительно оси Y, непрерывно дифференцируема с минимумом в нуле и j(0) = 0; y(r) — производная от j(r) по r.

Если F(A, X) — нелинейная функция, то для оценки неизвестного вектора параметров A часто используется стандартный МНК-метод или, другими словами, минимизируется сумма квадратов остатков

S(A) = .

(6)

Так как система уравнений ¶S/¶A = 0 в данном случае является нелинейной ищут минимум S(A).

Как показано в [2] общие аналитические решения обсуждаемых регрессионных задач можно получить, решив следующие 4 задачи:

a) Найти такое наименьшее значение a = a_min, что, для всех экспериментальных реализаций содержащих все возможные U подмножества из отсчетов, выполняется неравенство

£ amin ,

(7)

где N — размерность исходного массива данных — оценка n-го значения независимой переменной; — функция усечения:

(y) = 2a[y/(2a)] + 2a, если êy – 2a [y/(2a)]ú ³ a; иначе ga(y) = 2a [y/(2a)]

(8)

и n₀ — заданное целое число, которое определяет наибольший уровень усечения исходного массива данных

На практике значение a_min ищется как решение следующей экстремальной задачи

(9)

где максимум по U означает нахождение решения по всем подмножествам U множества {X_U}, содержащих N, N – 1, …, N – n₀ отсчетов;

b) Построить набор эквивалентных аналитических функций (F ((C_i¢, x), X_n)), где a = a_min и (C_i¢, x) — некоторый полином степени m_i с переменной x (–1 £ x £ 1) и векторным параметром

Таким образом, набор эквивалентных аналитических функций строится путем замены векторного параметра A функции (F(A, X)) на A = {(C_i, x)} и определения наименьшего значения степени и определения оценок коэффициентов полинома (C_i, x).

c) Положить F ((C_i¢, x), X_n), где — искомое общее аналитическое решение обсуждаемой регрессионной задачи;

d) Вычислить значения погрешностей dA¢, подставляя крайние значения x в общее аналитическое решение F ((C_i¢, x), X_n).

Продемонстрируем, какие преимущества исследователь может получить от использования функций для анализа многомерных массивов данных в эконометрике.

Maronna и Yohai в [4] рассмотрели множественную линейную модель , аппроксимирующую данные из Таблицы 1. Методы, изложенные ранее, дают следующие решения для обсуждаемой регрессионной задачи:

i) Набор эквивалентных аналитических функций имеет вид

y¢(x, x) =( –10,9 – 19,9x + (0,0133 + 0,0303x) z + (0,1487 – 0,0292x) + (0,923 – 0,0924x)),

(10)

где a = 67, –1 £ x £ 1. Следовательно, a₀ = –11 ± 20, a₁ = 0,13 ± 0,03, a₂ = 0,15 ± 0,03, a₃ = 0,92 ± 0,09 и общее аналитическое решение регрессионной задачи имеет вид

–10,9 – 19,9x + (0,0133 + 0,0303x) z + (0,1487 – 0,0292x) + (0,923 – 0,0924x)

(11)

ii) Если S =, то зависимость S от x имеет вид

S(x) = 28077,4 – 880,58x + 436,28x.

(12)

Таблица 1. Данные для экономики Аргентины за период 1956–1984.

y	z	x1	x2	y	z	x1	x2	y	z	x1	x2
90	682	135	82	112	909	225	92	125	1159	397	125
100	720	152	78	112	933	235	93	161	1172	473	131
104	765	167	78	119	970	260	96	146	1136	401	137
92	699	147	81	147	1031	316	99	221	1300	434	144
114	713	217	92	147	1074	340	100	315	1372	467	156
135	793	238	93	160	1120	376	105	303	1322	360	158
130	758	219	91	148	1137	378	103	175	1147	305	161
101	747	179	85	137	1174	361	109	167	1192	278	163
117	833	226	84	158	1277	367	116	172	1289	228	166
116	907	243	86	169	1292	375	118	-	-	-	-

Следовательно, S(x) имеет наименьшее значение в (12) когда x = 880,58/(2×436,28) = 1,009. Если x = 1,009, то из (11) и (12) получается стандартное МНК-решение {A¢= (–31; 0,044; 0,12; 0,83); S= 27633};

iii)  Если  то зависимость Q от x имеет вид:

если x £ –0,4079, то Q(x) = 552,256 – 4,0226x, если –0,4079 < x £ 0,239, то Q(x) = 556,196 + 5,6366x, если x > 0,239, то Q(x) = 557,64 – 7,544x + 38,013x.

(13)

Следовательно, Q(x) имеет наименьшее значение в (13) когда x= –0,4079. Если x = –0,4079, то из (11) и (13) получается решение метода наименьших модулей {A¢ = (–2,8; 0,001; 0,16; 0,96); = 553,91}.

iv) Если то зависимость D от x имеет вид:

если x £ 1,79, то D(x) = 96,94 – 4,973x, если 1,79 < x £ 6,578, то D(x) = 94,213 – 3,453x, если x > 6,578, то D(x) = 21,376 + 7,619x.

(14)

Следовательно, D(x) имеет наименьшее значение в (14) когда x = 6,578, Если x = 6,578, то из (11) и(14) получается равномерно-аппроксимирующее решение {A¢ = (–142; 0,213; –0,00434; 0,315); = 71,49}. Но значение x = 6,578 >> 1 и таким образом это решение не входит в множество правильных решений.

Добавим, если , то = 46, где th — гиперболический тангенс: th (x) = (exp(x) – exp(–x))/(exp(x) + exp(–x)). Таким образом, дает оценку для y лучшую, чем исходная множественная модель

v) Как указано ранее, оцениватель = является M-робастным, если j(r) симметрична относительно оси Y, непрерывно дифференцируема с минимумом в нуле и j(0) = 0. В [2] предлагается в качестве j(r) использовать j(r) = (2/d) ln(1 + exp(dr)) – r. Если d = 2, , то зависимость от x имеет вид:

(x) = 510,86 – 37,48x – 8,618x+ 45,542 exp(x).

(15)

Следовательно, (x) имеет наименьшее значение в (15) когда x = –0,449. Если x = –0,449, то из (11) и (15) получается M-робастное решение {A¢ = (–1,96; 0,001; 0,0003; 0,96); = 554,86}.

Maronna и Yohai в [4] исследовали также модель одновременных уравнений, содержащую 3 уравнения:

a) Первое уравнение — уже использовалось ранее для аппроксимации данных из Таблицы 1;

b) Второе уравнение — простая линейная модель , где значения переменной w определены в Таблице 2;

c) Третье уравнение — где значения переменных и определены в Таблице 2.

Таблица 2. Дополнительные данные для экономики Аргентины за период 1956–1984.

w	x3	x4	w	x3	x4	w	x3	x4	w	x3	x4
828	89	69	1035	122	112	1469	163	163	1732	276	223
879	94	64	1130	134	123	1550	183	139	1643	298	191
921	97	81	1132	147	128	1597	184	188	1560	302	179
842	101	93	1135	145	158	1643	163	135	1666	327	126
902	102	108	1212	143	137	1567	214	202	1647	317	180
941	94	141	1315	166	149	1645	269	238	-	-	-
959	128	106	1385	178	159	1563	291	255	-	-	-
941	130	98	1455	161	146	1737	286	205	-	-	-

Maronna и Yohai в [4] использовали два метода для решения регрессионной задачи с моделью одновременных уравнений: трех стадийный МНК-метод (3S-LS-E) и робастный t-оцениватель со Stahel – Donoho весами (Rt-E-SDW): 3S-LS-E метод дает решение

(16)

Rt-E-SDW метод дает решение

(17)

В данной работе продемонстрировано, что обсуждаемую трех модельную регрессионную задачу можно легко решить, если сначала построить общие аналитические решения регрессионных задач для моделей, указанных ранее в пунктах a) и b). При этом полученное итоговое решение задачи будет обладать лучшими качествами, чем решения (16) и (17).

Литература:

1. Rao C.P. Linear statistical inference and its applications. Wiley & Sons, 1973.

2. Чебраков Ю.В. Теория оценивания параметров в измерительных экспериментах. Изд-во СПб гос. политехн. ун-та, 1997.

3. Huber P.J. Robust Statistics. Wiley & Sons, 1981.

4. Maronna N.A., Yohai V.J. Robust estimation in simultaneous equations models // J. of statistical planning and inference. 57. 233-244. 1997.