Главная Случайная страница Контакты | Мы поможем в написании вашей работы! | ||
|
В таком случае в условиях независимости разновременных ошибок et и et–i
оптимальныезначения a 0*, a 1*,..., an * и s e 2 в этом случае могут быть найдены путем решения следующей системы из п +2-х дифференциальных уравнений в частных производных по этим параметрам:
Векторно-матричная форма:
у = Х × a + e,
вектор ошибки можно представить в следующем виде:
e = у – Х × a,
Дифференцируя по неизвестному вектору параметров a и по неизвестной дисперсии ошибки se 2, получим
¶ l /¶ a = (– Х ¢ × у + Х ¢ × Х × a)=0;
¶ l /¶ se 2= (у – Х × a)¢×(у – Х × a)=0.
Поскольку se 2¹0, из первого уравнения системы (2.116) непосредственно получаем вектор оценок ММП коэффициентов линейной эконометрической модели в следующем виде:
a *= a =(Х ¢ Х)–1× Х ¢× у,
а из второго – оценку ММП дисперсии ошибки эконометрической модели:
s е 2 = (у – Х × a)¢×(у – Х × a)=
Выражение (2.117) ничем не отличается от своего аналога (2.8), полученного с использованием МНК, а оценка дисперсии ошибки модели, полученная на основании выражения (2.118), является смещенной. Вследствие этого на практике используют несмещенную оценку дисперсии, определяемую следующим образом:
Таким образом, при предположении о нормальном законе распределения ошибки эконометрической модели и ее свойствах, определенных выражениями (2.20)–(2.24), оценки ее коэффициентов, полученные с использованием методов максимального правдоподобия и наименьших квадратов совпадают. Аналогичное совпадение отмечается и у ковариационных матриц этих оценок.
Если же ошибки модели распределены по другому закону (например, Гаусса с тяжелыми хвостами, Стьюдента и т. п.), то вообще говоря, выражения для оценки коэффициентов, полученные на основе ММП, будут отличаться от их аналогов, полученных с использованием МНК.
Дата публикования: 2015-03-29; Прочитано: 245 | Нарушение авторского права страницы | Мы поможем в написании вашей работы!