wooldridge cap02mco simple

1

Regresión Lineal Simple

yi = 0 + 1xi + ui

Javier AparicioDivisión de Estudios Políticos, CIDE

javier.aparicio@cide.edu

Primavera 2011

http://www.cide.edu/investigadores/aparicio/metodos.html

2

Contenido

Estimación mediante el método de momentos

Estimación por mínimos cuadrados ordinarios

Bondad de ajuste: R2

Propiedades de los estimadores MCO Supuestos Gauss-Markov Insesgamiento Eficiencia

3

y = 0 + 1x + u

donde y es: Variable dependiente Variable explicada Variable de lado

izquierdo (duh!) Regresando

u es: Residual Término de error

mientras que x es: Variable independiente Variable explicativa Covariable Variable de control Regresor Variable de lado derecho

0 y 1: parámetros o coeficientes a estimar

4

Algunos supuestos

El valor promedio de u, el término de error, en la población es = 0. Es decir,E(u) = 0

Este supuesto no es muy restrictivo puesto que siempre podemos ajustar el intercepto 0 para normalizar E(u) = 0

5

Media condicional = 0

Hay un supuesto crucial sobre la relación entre el error y la variable explicativa: cov(x, u)

Queremos que la información contenida en x sea independiente de la información contenida en u (ie, que no estén relacionados), de modo que:

E(u|x) = E(u) = 0, lo cual implica: E(y|x) = 0 + 1x

6

..

x1 x2

E(y|x) es una funcion lineal de x: para cada x,la predicción de y es E(y|x)

E(y|x) = 0 + 1x

y

f(y)

7

Mínimos Cuadrados Ordinarios (MCO) La idea básica es estimar parámetros

poblacionales a partir de una muestra. Sea {(xi,yi): i=1, …,n} una muestra aleatoria

de tamaño n de una población. Para cada observación en la muestra,

tenemos:

yi = 0 + 1xi + ui

8

.

..

.

y4

y1

y2

y3

x1 x2 x3 x4

}

}

{

{

u1

u2

u3

u4

x

y

Línea de regresión, observaciones y errores

E(y|x) = 0 + 1x

9

Derivación de estimadores MCO /OLS El supuesto E(u|x) = E(u) = 0 implica que

Cov(x,u) = E(xu) = 0

¿Por qué? En probabilidad básica sabemos que:Cov(x,u) = E(xu) – E(x)E(u)y dado que E(u)=0 Cov(x,u) = E(xu) = 0

10

…continuación MCO/OLS

El doble supuesto E(xu) = E(u) = 0 se traduce en dos restricciones.

Y dado que: u = y – 0 – 1x,podemos reescribir estas dos restricciones en términos de x, 0 y :

E(u) = E(y – 0 – 1x) = 0 E(xu) = E[x(y – 0 – 1x)] = 0 Conocidas como las “restricciones de

momentos”

11

Derivación de MCO usando el Método de Momentos (MOM) (Breviario: el 1º, 2º, 3º y 4º momentos de una función de distribución

de una variable aleatoria son la media, varianza, sesgo y kurtosis, respectivamente.)

El método de momentos consiste en imponer las restricciones de momentos, asumidas como ciertas para la población, en los momentos de la muestra.

¿Pero cómo? Recuerden que un estimador muestral de E(X), la media de una población, es simplemente la media aritmética de la muestra.

12

Derivación de MCO / OLS

La idea es buscar parámetros que nos aseguren que las restricciones de momentos se cumplan en la muestra.

Las restricciones muestrales son (el gorrito denota “parámetros estimados”):

0ˆˆ

0ˆˆ

110

1

110

1

n

iiii

n

iii

xyxn

xyn

(1ª)

(2ª )

13

Estimador MCO / OLS: intercepto Dada la definición de media muestral y las

propiedades de la sumatorias, podemos reescribir la primera restricción como sigue:

xy

xy

10

10

ˆˆ

bien o

,ˆˆ

0ˆˆ1

101

n

iii xyn

14

Derivación de MCO / OLS

n

iii

n

ii

n

iii

n

iii

n

iiii

xxyyxx

xxxyyx

xxyyx

1

21

1

11

1

111

ˆ

ˆ

0ˆˆ

Y ahora, sustituyendo 0 en la segunda restricción, tenemos:

0ˆˆ1

101

n

iiii xyxn

Aquí hay un paso “mágico” ver apéndice A.7 y A.8.

15

…estimador MCO / OLS: pendiente 1

0 : varianza tenga que veztoda

)var(

),cov(ˆ

1

2

1

2

11

n

ii

n

ii

n

iii

xxx

x

yx

xx

yyxx

yyxxxx i

n

ii

n

ii

11

21̂

16

Sobre el estimador MCO de 1 1, es la covarianza muestral entre x y y, dividida

entre la varianza muestral de x. Si x y y están correlacionados positivamente, 1

será positivo (pues la varianza del denominador siempre es positiva).

Si x y y están correlacionados negativamente, 1 será negativo.

Si x y y no tienen correlación alguna, 1 no será estadísticamente distinto de cero (volveremos a esto más tarde).

Obviamente, requerimos que x tenga cierta varianza en la muestra.

17

MCO / OLS

Intuitivamente, MCO ajusta una línea a través de los datos muestrale, de modo que la suma de residuales al cuadrado (SSR) sea la mínima posible: de ahí el término “mínimos cuadrados”.

El residual, û, es un estimado del término de error entre lo observado y lo predicho, es decir, la diferencia entre la línea de regresión (fitted line) y el dato observado.

Ver gráfica...

18

.

..

.

y4

y1

y2

y3

x1 x2 x3 x4

}

}

{

{

û1

û2

û3

û4

x

y

Línea de regresión muestral, observaciones, y residuales estimados

xy 10ˆˆˆ

19

Un enfoque alternativo: Minimizar residuales al cuadrado Siguiendo la idea de ajustar una línea de regresión,

podemos plantear un problema de minimización. Es decir, buscar parámetros tales que minimicen

la siguiente expresión:

n

iii

n

ii xyu

1

2

101

2 ˆˆˆ

20

...continuación

Usando cálculo para resolver un problema de minimización con dos parámetros resulta en dos condiciones de primer orden (FOC)–similares a las restricciones de momentos vistas antes, pero ahora multiplicadas por n:

0ˆˆ

0ˆˆ

110

110

n

iiii

n

iii

xyx

xy

21

Propiedades algebraicas de MCO / OLS Al minimizar los residuales cuadrados: La suma de los residuales de MCO será igual a

cero. Por ende, la media muestral de los residuales será

cero también. La covarianza muestral entre las variables

explicativas y los residuales será cero. La línea de regresión de MCO siempre cruzará la

media de la muestra, ie, la media de x y la media de y.

22

Propiedades algebraicas (matemáticamente)

xy

(x,u) ux

n

uu

n

iii

n

iin

ii

10

1

1

1

ˆˆ

0cov por tanto, 0ˆ

0

ˆ

por tanto, 0ˆ

Es decir, la solución de MCO es idéntica a la del método de momentos.

23

Suma de cuadrados: Terminología

SSR SSE SST que implica cual Lo

SSR :cuadrados de Residual Suma la es ˆ

SSE :cuadrados de Explicada Suma la es ˆ

SST :cuadrados de Total Suma la es

:siguiente lodefinir podemos que modo De ˆˆ

:explicado no componenteun y co)(sistemáti explicado

componenteun en n observació cadaseparar Podemos

2

2

2

i

i

i

iii

u

yy

yy

uyy

SST es la suma de “desviaciones al cuadrado” de las observaciones de la muestra: es proporcional, más no igual, a VAR(y).

24

Demostración: SST = SSE + SSR

SSE SSR

0 ˆˆ que sabemos comoy

SSE ˆˆ2 SSR

ˆˆˆ2ˆ

ˆˆ

ˆˆSST

22

2

22

yyu

yyu

yyyyuu

yyu

yyyyyy

ii

ii

iiii

ii

iiii

25

Bondad de ajuste: R2

¿Cómo saber qué tan bueno es el ajuste entre la línea de regresión y los datos de la muestra?

Podemos calcular la proporción de la Suma de cuadrados totales (SST) que es “explicada” por el modelo.

Esto es la llamada R-cuadrada de una regresión: R2 = SSE/SST = 1 – SSR/SST

26

Haciendo regresiones con stata Hemos visto como derivar las fórmulas para

calcular estimadores MCO de nuestros parámetros de interés .

Podemos calcularlos “a mano” (muy tedioso), o aplicar estas fórmulas en una hoja de cálculo como excel (algo tedioso), o bien usar un paquete estadístico estándar como stata (muy fácil)

Para correr una regresión de y en x en stata: regress y x1 x2 x3 (ver ejemplo)

27

Sesgo y eficiencia de MCO

Dos características deseables de cualquier estimador estadístico son:

Insesgamiento (unbiasedness): que el parámetro estimado sea, en promedio, igual al “verdadero” parámetro poblacional.

Eficiencia (efficiency): que la varianza del estimador sea mínima (ie, máxima precisión).

Así, buscamos estimadores con sesgo mínimo y máxima eficiencia (ie, mínima varianza).

MCO cuenta con ambas propiedades bajo ciertas condiciones: los supuestos Gauss-Markov.

28

Supuestos Gauss-Markov I: Insesgamiento de MCO/OLS1. El modelo poblacional es lineal en sus

parámetros: y = 0 + 1x + u

2. Muestra aleatoria de tamaño n, {(xi, yi): i=1, 2, …, n}, representativa de la población, de modo que el modelo muestral es: yi = 0 + 1xi + ui

3. Media condicional cero: E(u|x) = 0 y por tanto E(ui|xi) = 0

4. Varianza(xi ) > 0

29

Insesgamiento de MCO

Para analizar el sesgo del estimador, necesitamos reescribirlo en términos del parámetro poblacional.

De modo que reescribimos la fórmula para 1 como:

22

21 donde ,ˆ

xxs

s

yxx

ix

x

ii

30

Insesgamiento de MCO (cont.)

iiiii

iiiii

iiiii

uxxxxxxx

uxxxxxxx

uxxxyxx

10

10

10

Sustituyendo para yi, el numerador de la expresión anterior puede descomponerse como sigue:

desviaciones de x + n*var(x) + n*cov(x,u)

31

Insesgamiento de MCO (cont.)

211

21

22

ˆ

tantolopor y ,

:así sereescribir puedenumerador el que modo de

y ,0

:que sabemos básica, aestadísticPor

x

ii

iix

xiii

i

s

uxx

uxxs

sxxxxx

xx

32

Insesgamiento de MCO (cont.)

1211

21

1ˆ

:esperado valor aplicamosy ,1ˆ

que modo de , definimos si ,Finalmente

iix

iix

i

ii

uEds

E

uds

xxd

El operador E(.) aplica a ui, el único componente aleatorio de la expresión.

El valor esperado de la estimada es el “verdadero” parámetro poblacional—toda vez que los 4 supuestos Gauss-Markov se cumplan.

33

Insesgamiento: resumen

Los estimadores MCO de 1 y 0 son insesgados.

La demostración de esto depende de los 4 supuestos Gauss-Markov: si alguno de ellos no se cumple, MCO no necesariamente será insesgado.

El insesgamiento es una propiedad del estimador muestral: dada cierta muestra, éste puede estar cerca o lejos del verdadero parámetro poblacional.

34

Varianza de los estimadores MCO Ya vimos que la “distribución muestral” de

nuestro estimador está centrada en torno al “verdadero” parámetro.

¿Qué tan dispersa será la distribución del estimador?

Para analizar esto, requerimos un supuesto Gauss-Markov adicional (el 5º):var(u|x) = 2

conocido como homoscedasticidad (homoskedasticity): varianza constante.

35

Varianza de MCO (cont.) Por estadística sabemos que:

2 = Var(u|x) = E(u2|x)-[E(u|x)]2

Y como E(u|x) = 0, entonces:2 = E(u2|x) = E(u2) = Var(u)

De modo que 2 es la varianza no condicional de los residuales, también llamada varianza del error.

, la raíz cuadrada de la varianza del error, se conoce como la desviación estándar del error.

Con lo cual podemos decir que: E(y|x)=0 + 1x Var(y|x) = 2

36

..

x1 x2

Homoscedasticidad

E(y|x) = 0 + 1x

y

f(y|x)

37

.x

yf(y|x)

x1 x2 x3

..

E(y|x) = 0 + 1x

Heteroscedasticidad

38

Varianza de MCO (cont.)

12

222

22

22

2222

2

2

22

2

2

2

211

ˆ1

11

11

1ˆ

Vars

ss

ds

ds

uVards

udVars

uds

VarVar

xx

x

ix

ix

iix

iix

iix

39

Varianza de MCO: resumen

A mayor varianza del error, 2, mayor varianza del estimador de 1.

A mayor varianza en xi, menor varianza del estimador de 1.

Por ende, a mayor tamaño de muestra, n, menor varianza del estimador de 1.

Pero ojo, la varianza del error es “desconocida”: necesitamos estimarla también.

40

Estimación de la varianza del error No conocemos la varianza del error, 2, porque no

observamos los errores de la población, ui

Lo que observamos son los residuales (estimados) del modelo muestral:

Pero podemos usar los residuales estimados para construir un estimador de la varianza del error.

iii xyu 10ˆˆˆ

41

Estimación de la varianza del error

2ˆ

2

1ˆ

:es de insesgadoestimador un que modo de

.eliminan.. se paréntesis ambos nto,insesgamiepor

ˆˆ

ˆˆ

para dosustituyeny ,ˆˆˆ

22

2

1100

1010

10

n

SSRu

n

xu

xux

yxyu

i

ii

iii

iiii

42

Estimación de la varianza del error

2

12

1

1

2

ˆˆse

:ˆ deestándar error el

tenemosentonces , de en vez ˆ ssustituimo si

ˆstd.dev :que recordemos

regresión la deestándar error ˆˆ

xx

s

i

x

Y, una vez que conocemos el error estándar de 1 estimada, podemos calcular su intervalo de confianza y hacer pruebas de hipótesis.

Apéndice A. Propiedades del operador Suma

43

Apéndice A. Propiedades del operador Suma

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