StudynoteonAppliedEconometricswithR(1)

           这是我根据Applied Econometrics with R（springer）一书中线性回归（第三章）有关内容整理成的学习笔记，对书中的一些代码进行了解读，也根据我学到的回归知识添加了部分内容。笔记中的例子凡是书上给出过输出结果的，在这里一律省略，没给出结果的，附上结果及函数解读。这个并不是书内容的翻译，与原书有一定的出入。

Chapter 3:线性模型

需要加载函数包: AER

章节目录

3.1 简单线性模型

3.2 多变量线性模型

3.3 半线性模型

3.4 因子、交互作用、加权最小二乘

3.5 时间序列的回归

3.6 面板数据的回归

3.7 线性方程组

3.1 简单线性模型

例1:一元线性模型

数据集: journals

模型 log(subs)=β1+β2*log（citeprice）+ e

使用代码：

1）  了解数据集的基本情况

library(AER)
data("Journals")
journals <- Journals[, c("subs","price")]
journals$citeprice <- Journals$price/Journals$citations#定义新变量citeprice
summary(journals)

对数据进行基本的了解，在Hmisc，psych包中的describe函数提供了诸如离差，极差，峰度，偏度，数据量，缺失数等诸多统计量的统计结果，运行以下代码：

library(psych)
describe(journals)

输出结果：

判断数据是否具有一定的线性性，我们可以使用最直观的办法画图来做初步判断，代码如下：

plot(log(subs) ~ log(citeprice),data = journals)
jour_lm <- lm(log(subs) ~log(citeprice), data = journals)
abline(jour_lm)

可以得到图3.1，据此可初步判断数据间具有相关性，当然cor.test()也可以做到这一点，运行cor.test(journals$subs,journals$citeprice)，有以下结果：

Pearson'sproduct-moment correlation

data:  journals$subs and journals$citeprice

t = -6.1661,       df = 178 ,     p-value = 4.57e-09

alternative hypothesis: truecorrelation is not equal to 0

95 percent confidenceinterval:  -0.5330837   -0.2911326

sample estimates:              cor ：   -0.4195314

2）  线性回归模型建立

  

 jour_lm <-lm(log(subs) ~ log(citeprice), data = journals)

回归模型的大部分结果都可以通过summary函数进行查看，运行summary（jour_lm）即可，也有一些函数供你查看模型的特定部分

函数	描述
Summary	标准回归结果输出
Coef	提取回归系数
Residuals	提取回归残差
Fitted	提取拟合数据
Anova	与参考模型（nested model）进行对比
Predict	对新数据进行预测
Plot	诊断图
Confint	回归系数置信区间
Deviance	残差平方和
Vcov	同方差假定下的协方差阵。注：异方差下使用car包的hccm函数
logLik	正态假设下的最大似然值
AIC	AIC

 

3）  系数显著性检验

anova(jour_lm)

对于单变量回归来说，方差分析仅对系数的显著性做了检验，返回值为回归模型输出里的F统计量，但输出格式还是更接近方差分析的标准

4）  系数的区间估计

  

  confint(jour_lm, level = 0.95)

5）  预测

  

  predict(jour_lm, newdata =data.frame(citeprice = 2.11),interval = "confidence")
   predict(jour_lm, newdata =data.frame(citeprice = 2.11),interval = "prediction")

对于prediction中interval参数，在之前的博文《R 语言与简单的回归分析》中已有说明，运行下列代码可以使你更好地理解他们：

lciteprice <- seq(from = -6, to= 4, by = 0.25)
jour_pred <- predict(jour_lm,interval = "prediction",
+newdata = data.frame(citeprice =exp(lciteprice)))
jour_pred1<- predict(jour_lm,interval = "confidence",
+newdata = data.frame(citeprice =exp(lciteprice)))
plot(log(subs) ~ log(citeprice),data = journals)
lines(jour_pred[, 1] ~ lciteprice,col = 1)
lines(jour_pred[, 2] ~ lciteprice,col = 1, lty = 2)
lines(jour_pred[, 3] ~ lciteprice,col = 1, lty = 2)
lines(jour_pred1[, 1] ~ lciteprice,col = 2)
lines(jour_pred1[, 2] ~ lciteprice,col = 2, lty = 3)
lines(jour_pred1[, 3] ~ lciteprice,col = 2, lty = 3)

输出图像略。

6）  回归效果检测图

  plot（jour_lm）即可，如果只需要四幅图中的一幅，which参数可以帮你指定

7）  系数的假设检验

     比如我们想检测log（citeprice）回归系数是否为0.5，运行代码：

linearHypothesis(jour_lm,"log(citeprice) = -0.5")

      函数的进一步说明：例如，如果我们有一个包括常数项的五个参数的模型，并且我们的零假设如下:

β1=0   且  β3+β4=1

    我们可以用如下的命令加以实现

unrestricted<-lm(y~x1+x2+x3+x4)

rhs<-c(0,1)

hm<-rbind<-(c(1,0,0,0,0),c(0,0,1,1,0))

linear.hypothesis(unrestricted,hm,rhs)

  注意：如果unrestricted是由lm得到的，默认状态下将会进行F检验。如果是由glm得到的，取而代之的将是Kai方检验。检验的类型可以通过type进行修改。

  同样，如果我们想利用异方差或自相关稳健标准误进行检验，我们既可以通过设定white.adjust=TRUE来使用white标准误，也可以利用vcov计算我们自己的协方差矩阵。例如，如果我们想使用上述的Newey-West修正协方差矩阵，我们可以进行如下的设定：

linearHypothesis(unrestricted, hm, rhs,vcov=NeweyWest(unrestricted))

注意：设定white.adjust=TRUE将会通过提高white估计量的精度来修正异方差；如果要使用经典的white估计量，我们可以设定white.adjust="hc0"

3.2 多变量线性模型

例2：多个自变量的一元回归模型

数据集：CPS1998

模型：log（wage）=β1+β2*experience+β3*experience²+β4*education+β5*ethnicity+e

参照模型：log（wage）=β1+β2*experience+β3*experience²+β4*education +e

使用代码：

1）我们还是先来看看数据

data("CPS1988")
summary(CPS1988)

2）  建立模型

cps_lm <- lm(log(wage) ~ experience + I(experience^2)+education + ethnicity, data = CPS1988)

需要说明的是函数I（），它保证I中的表达式进行了规定的代数运算，而不是模型的运算。对于模型中的运算符含义，我们简介如下：（书上表3.2有部分内容）

假定y,x,x0,x1,x2,...是数值变量，X是一个矩阵，A,B,C,...是因子。下面左侧的公式定义了右侧描述的模型。

模型	说明
y~x y~1+x	二者指定的模型是相同的，即y对x的简单线性模型。第一个公式的截距项是隐含的。第二个的截距项是明确给定的。
y~0+x y~-1+x y~x-1	y对x过原点的简单线性回归模型（无截距项）
y~poly(x,2)                 y~1+x+I(x^2)	y对x的二次多项式回归。第一种形式使用正交多项式。
y~X+poly(x,2)	y的多重回归。模型矩阵包含矩阵X和x的二次多项式项
y~A*B y~A+B+A:B y~B%in%A y~A/B	y对A和B的两因素非可加(non-additive)模型。前两个指定了相同的交叉分类(crossed classication)，后面的两个指定了相同的嵌套分类(nested classication)。抽象一点儿讲，这四个公式指定了相同的模型子空间。
y~(A+B+C)^2	三因素试验，模型包含主效应和两因素之间的交互作用。两个公式指定的是相同的模型。
y~A*x y~A/x y~A/(1+x)-1	y对x在A水平单独的简单线性回归模型，几种形式的编码不同。最后一种形式产生与A中水平数一样多的截距和斜率估计值。

   对于不会引起误会的函数运算，我们没必要加I（），但是加上也未尝不可。

3）  虚拟变量与对照组

       在上述回归模型中，我们可以看到回归结果中ethnicity项变为了ethnicityafm，这个改变是说明在回归中我们把cauc作为对照组，afm作为实验组。

       对虚拟变量而言，我们都得注意考虑共线性的问题，所以我们把ethnicity这个虚拟变量中cauc记为0，afm记为1，并且以这两个数据作为回归数据，当然如果反过来，我们仅仅需要把ethnicityafm替换为1-ethnicitycauc即可得到等价的回归方程，在R中，函数contrasts()，告诉你R是如何做这个变量选择的，尝试运行： contrasts(CPS1988$ethnicity)，输出为：

     afam

cauc    0

afam    1

   关于R中的虚拟变量选择，在R Development Core Team编写的R语言简介中有更详细的说明，现摘录如下：

      对于模型公式如何指定模型矩阵的列，我们至少还要有些概念。如果我们拥有连续变量，事情就比较简单。每个变量就向模型矩阵提供一列（如果模型中包含截距，它将向模型矩阵提供一列1）。

      但是对于一个k水平的因子A，答案就会因为因子是有序的还是无序的而有差别。对无序因子，对应因子的第2，……，k水平将生成k -1列（因此默认的参数化也就是将各个水平的响应值和初值进行对比）。而对有序因子，k-1则是对1,……,k的正交多项式，忽略常数项。

       尽管这个答案已经挺复杂了，不过还不是全部。首先，如果在一个含有因子项的模型中省略常数项，那么第一个这样的项就会被编码为k列，对应所有的水平。此外，通过更改contrasts的选项(options)，可以改变处理的方式。

      在R中默认的设置是options(cOntrasts= c("contr.treatment", "contr.poly"))

      提到这点主要是因为R和S在处理无序因子的时候使用不同的默认设置，S使用Helmert Contrasts。因此，如果你需要将你用R得到的结果与使用S-Plus的论文或教材得到的结果作比较的话，你需要设置options(cOntrasts= c("contr.helmert","contr.poly"))

      这是一个谨慎的差别，因为treatmentcontrast（R的默认值）被认为对新手来说比较容易理解。

      到这里仍然没有结束，因为通过函数contrasts和C还可以对模型中的每一项设定对比的方式。而且我们还没有考虑交互项：由他们的组件引用，生成列的积。

      细节比较复杂，事实上R的模型公式一般都会生成一个统计专家所期望的那个公式，提供这种扩展是为了以防万一。比如拟合一个有交互作用但是没有对应的主效应的模型，一般结果会比较出人意料，这仅仅是为专家准备的。

4）  变量的选择

cps_noeth<- lm(log(wage) ~ experience + I(experience^2) +education, data = CPS1988)
anova(cps_noeth, cps_lm)

      对于任意两个嵌套模型，我们要比较两个模型的差异，可以使用函数anova。在上例中，我们想知道ethnicity对被解释变量wage的关联性，即对于两类人（afm与cauc）是否存在工资的差异。

       我们想更新一个模型，比如说模型某项系数显著为0，可以使用update函数，如我们想去掉ethnicity一项，模型更新为参照模型，使用代码：

cps_noeth <- update(cps_lm, formula = . ~ . -ethnicity)

       上面的“.”表示对原模型变量不作改动，“-”表示去除项“+ “表示加入项。

        AER包中提供wald检验，上面使用anova的例子等价为waldtest(cps_lm, . ~ . - ethnicity)。Wald检验可以处理异方差时的模型比对问题，比anova用法要广一些。

        另外，比较两个模型的回归好坏程度我们还可以使用AIC准则，使用AIC(cps_noeth, cps_lm)，得到结果：

                         df      AIC

cps_noeth      5   49965.43

cps_lm           6   49614.68

          这里倒不是说两个模型有无显著差异，而是指综合变量个数与解释程度两者来看，原模型好些罢了。

           我们也可以使用step函数对模型做逐步回归，以期在AIC准则下找到最优模型，运行代码：

step(cps_lm)

得到结果：

Start:  AIC=-30287.75

log(wage) ~ experience + I(experience^2) + education + ethnicity

                                   Df        Sum of Sq         RSS            AIC

                                                       9598.6           -30288

- ethnicity                  1        121.02              9719.6          -29937

- education               1        1546.38           11145.0       -26084

- I(experience^2)      1         1638.14          11236.8        -25853

- experience             1            2642.55        12241.2         -23443

 Call:

lm(formula = log(wage) ~ experience + I(experience^2) +education +

    ethnicity, data =CPS1988)

 Coefficients:

    (Intercept)       experience  I(experience^2)        education       ethnicityafam 

       4.321395         0.077473        -0.001316         0.085673            -0.243364 

也就表明原模型不错，按aic标准而言无需改进，MASS包中stepAIC函数与其输出相同。

3.3 半线性模型

例2续：

模型：log（wage）=β1+g(experience) +β2*education+β3*ethnicity+e

说明：这里g(.)是一个待估函数，由伯恩斯坦定理知，我们总可以用多项式逼近一条曲线，我们通常使用条样回归来解决它。而B样条曲线在计算上较为方便，R中提供函数bs()来处理它，而且bs()结果可以直接用于回归模型，所以拟合理想的模型仅仅需要以下代码：

cps_plm <- lm(log(wage) ~ bs(experience,df = 5) +education + ethnicity, data = CPS1988)

其标准输出为：

Call:

lm(formula = log(wage) ~ bs(experience, df = 5)+education + ethnicity, data = CPS1988)

Residuals:

   Min      1Q      Median      3Q        Max

-2.9315   -0.3079     0.0565     0.3672    3.9945

 

Coefficients:

                                             Estimate   Std.Error   t value    Pr(>|t|)   

(Intercept)                          2.775582   0.056081  49.49   <2e-16 ***

bs(experience, df = 5)1  1.891673  0.075814   24.95   <2e-16 ***

bs(experience, df = 5)2  2.259468  0.046474   48.62   <2e-16 ***

bs(experience, df = 5)3  2.824582  0.070773   39.91   <2e-16 ***

bs(experience, df = 5)4  2.373082  0.065205   36.39   <2e-16 ***

bs(experience, df = 5)5  1.739341  0.119691   14.53   <2e-16 ***

education             0.088181  0.001258   70.07   <2e-16 ***

ethnicityafam         -0.248202   0.012725 -19.50   <2e-16 ***

---

Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’1

Residual standard error: 0.5747 on 28147degrees of freedom

Multiple R-squared: 0.3557,     Adjusted R-squared: 0.3555

F-statistic:  2220 on 7 and 28147 DF,  p-value: <2.2e-16

          书上省略了输出结果，因为作者认为条样回归的系数是不好解释的，仅仅需要注意到在这样的情况下，教育的回报率为8.82%每年。对于使用bs()函数有以下几种方式：

1、  指定分段多项式的阶数（degree），缺省时记为3和手动给出k个顶点（knot）

2、  提供参数df，其余的让机器自动选择

         上面使用的表达式bs(experience,df = 5)表示使用分段三次多项式评估有关的观测experience,隐含5−3 = 2个结点间隔均匀的分布在33.33%和66.67%分位数上。

         df的选择是基于模型的BIC准则，下面的代码考虑了从3到10的取值，建议使用df=5作为最佳渐进曲线的取值：

cps_bs<- lapply(3:10, function(i) lm(log(wage) ~bs(experience, df = i) + education+ ethnicity,data = CPS1988))
structure(sapply(cps_bs,AIC, k = log(nrow(CPS1988))),.Names = 3:10)

       为了更好地理解条样回归与二次函数回归的差别，书利用控制变量的办法给出了图3.4（关注两条线的曲率变化）书图3.4的作图程序如下：

cps <-data.frame(experience = -2:60, education =
with(CPS1988,mean(education[ethnicity == "cauc"])),ethnicity = "cauc")
cps$yhat1<- predict(cps_lm, newdata = cps)
cps$yhat2<- predict(cps_plm, newdata = cps)
plot(log(wage)~ jitter(experience, factor = 1), pch = 19,col = rgb(0.5, 0.5, 0.5, alpha =0.02), data = CPS1988)
lines(yhat1~ experience, data = cps, lty = 2)
lines(yhat2~ experience, data = cps)
legend("topleft",c("quadratic", "spline"), lty = c(2,1),bty = "n")

注：

1、  cps数据中，仅experience项有变化，教育与种族两项数据是一致的

2、  jitter（）对数据做一定的抖动，试运行以下代码：

x <-rbinom(1000, 10, 0.25)
y <-rbinom(1000, 10, 0.25)
plot(x,y)#抖动前
plot(jitter(x),jitter(y))#抖动后

3、  rgb（）给出了具体的颜色，返回结果的解读可参见如果rgb代码，alpha设定透明度

4、  图3.4表明,两个模型对于20 - 40年的经验范围没有太大的差别。总的来说,experience<8年时的条样回归曲率低些。然而,最明显的特征似乎低于7年的experience的条样回归曲率明显的小。另一个可供选择的方法是使用核的方法，在np包中你可以找到相应的执行函数。

3.4因子、交互作用、加权最小二乘

3.5时间序列的回归

3.6面板数据的回归

3.7线性方程组

（待续）