Дисперсионный анализ уравнения парной регрессии проверяет

Линейная парная регрессия

1. Линейная парная регрессия

Корреляционная зависимость может быть представлена в виде

В регрессионном анализе рассматривается односторонняя зависимость случайной переменной Y от одной (или нескольких) неслучайной независимой переменной Х . Такая зависимость Y от X (иногда ее называют регрессионной ) может быть также представлена в виде модельного уравнения регрессии Y от X (1). При этом зависимую переменную Y называют также функцией отклика (объясняемой, выходной, результирующей, эндогенной переменной, результативным признаком), а независимую переменную Х – объясняющей (входной, предсказывающей, предикторной, экзогенной переменной, фактором, регрессором, факторным признаком).

Для точного описания уравнения регрессии необходимо знать условный закон распределения зависимой переменной Y при условии, что переменная Х примет значение х , т.е. Х = х . В статистической практике такую информацию получить, как правило, не удается, так как обычно исследователь располагает лишь выборкой пар значений (x_i , y_i ) ограниченного объема n . В этом случае речь может идти об оценке (приближенном выражении, аппроксимации) по выборке функции регрессии. Такой оценкой является выборочная линия (кривая) регрессии :

= ( x , b ₀ , b ₁ , …, b_p ) (2)

где — условная (групповая) средняя переменной Y при фиксированном значении переменной X = x ; b ₀ , b ₁ , …, b_p – параметры кривой.

Уравнение (2) называется выборочным уравнением регрессии .

В дальнейшем рассмотрим линейную модель и представим ее в виде

= b ₀ + b ₁ x . (3)

Для решения поставленной задачи определим формулы расчета неизвестных параметров уравнения линейной регрессии (b ₀ , b ₁ ).

Согласно методу наименьших квадратов (МНК) неизвестные параметры b ₀ и b ₁ выбираются таким образом, чтобы сумма квадратов отклонений эмпирических значенийy_i от значений , найденных по уравнению регрессии (3), была минимальной:

. (4)

На основании необходимого условия экстремума функции двух переменных S = S (b ₀ , b ₁ ) (4) приравняем к нулю ее частные производные, т.е.

откуда после преобразований получим систему нормальных уравнений для определения параметров линейной регрессии:

(5)

Теперь, разделив обе части уравнений (5) на n , получим систему нормальных уравнений в следующем виде:

(6)

где соответствующие средние определяются по формулам:

; (7) ; (9)

; (8) . (10)

Решая систему (6), найдем

, (11)

где — выборочная дисперсия переменной Х :

, (12)

— выборочный корреляционный момент или выборочная ковариация:

. (13)

Коэффициент b ₁ называется выборочным коэффициентом регрессии Y по X .

Коэффициент регрессии Y по X показывает, на сколько единиц в среднем изменяется переменная Y при увеличении переменной X на одну единицу.

Отметим, что из уравнения регрессии следует, что линия регрессии проходит через точку , т.е. = b ₀ + b _{1 .}

На первый взгляд, подходящим измерителем тесноты связи Y от Х является коэффициент регрессии b ₁ . Однако b ₁ зависит от единиц измерения переменных. Очевидно, что для «исправления» b ₁ как показателя тесноты связи нужна такая стандартная система единиц измерения, в которой данные по различным характеристикам оказались бы сравнимы между собой. Если представить уравнение в эквивалентном виде:

. (14)

В этой системе величина называется выборочный коэффициент корреляции и является показателем тесноты связи.

Если r > 0 (b ₁ > 0), то корреляционная связь между переменными называется прямой, если r 2 . (20)

4. Возмущения e_i и e_j не коррелированны:

5. Возмущения e_i есть нормально распределенная случайная величина.

Оценкой модели (18) по выборке является уравнение регрессии
= b ₀ + b ₁ x . Параметры этого уравнения b ₀ и b ₁ определяются на основе МНК. Воздействие неучтенных случайных факторов и ошибок наблюдений в модели (18) определяется с помощью дисперсии возмущений (ошибок) или остаточной дисперсии (см. табл. 1).

Теорема Гаусса — Маркова . Если регрессионная модель
y_i = b₀ + b₁ x_i + e_i удовлетворяет предпосылкам 1-5, то оценкиb ₀ , b ₁ имеют наименьшую дисперсию в классе всех линейных несмещенных оценок.

Таким образом, оценки b ₀ и b ₁ в определенном смысле являются наиболее эффективными линейными оценками параметров b₀ и b₁ .

Проверить значимость уравнения регрессии – значит установить, соответствует ли математическая модель, выражающая зависимость между переменными, экспериментальным данным и достаточно ли включенных в уравнение объясняющих переменных (одной или нескольких) для описания зависимой переменной. Для проверки значимости выдвигают нулевую гипотезу о надежности параметров. Вспомним основные понятия и определения необходимые для анализа значимости параметров регрессии.

Статистическая гипотеза – это предположение о свойствах случайных величин или событий, которое мы хотим проверить по имеющимся данным.

Нулевая гипотеза Н ₀ – это основное проверяемое предположение, которое обычно формулируется как отсутствие различий, отсутствие влияние фактора, отсутствие эффекта, равенство нулю значений выборочных характеристик и т.п.

Другое проверяемое предположение (не всегда строго противоположное или обратное первому) называется конкурирующей или альтернативной гипотезой.

Выдвинутая гипотеза может быть правильной или неправильной, поэтому возникает необходимость проверить ее. Так как проверку производят статистическими методами, то данная проверка называется статистической.

При проверке статистических гипотез возможны ошибки (ошибочные суждения) двух видов:

— можно отвергнуть нулевую гипотезу, когда она на самом деле верна (так называемая ошибка первого рода );

— можно принять нулевую гипотезу, когда она на самом деле не верна (так называемая ошибка второго рода ).

Допустимая вероятность ошибки первого рода может быть равна 5% или 1% (0,05 или 0,01).

Уровень значимости – это вероятность ошибки первого рода при принятии решения (вероятность ошибочного отклонения нулевой гипотезы).

Альтернативные гипотезы принимаются тогда и только тогда, когда опровергается нулевая гипотеза. Это бывает в случаях, когда различия в средних арифметических экспериментальной и контрольной групп настолько значимы (статистически достоверны), что риск ошибки отвергнуть нулевую гипотезу и принять альтернативную не превышает одного из трех принятых уровней значимости статистического вывода:

1-йуровень — 5% (a = 0,05), где допускается риск ошибки в выводе в пяти случаях из ста теоретически возможных таких же экспериментов при строго случайном отборе для каждого эксперимента;

2-й уровень — 1% (a = 0,01), т. е. соответственно допускается риск ошибиться только в одном случае из ста;

3-й уровень — 0,1% (a = 0,01), т. е. допускается риск ошибиться только в одном случае из тысячи.

Последний уровень значимости предъявляет очень высокие требования к обоснованию достоверности результатов эксперимента и потому редко используется. В эконометрических исследованиях, не нуждающихся в очень высоком уровне достоверности, представляется разумным принять 5%-й уровень значимости.

Статистика критерия — некоторая функция от исходных данных, по значению которой проверяется нулевая гипотеза. Чаще всего статистика критерия является числовой функцией.

Всякое правило, на основе которого отклоняется или принимается нулевая гипотеза, называется критерием проверки данной гипотезы. Статистический критерий – это случайная величина, которая служит для проверки статистических гипотез.

Критическая область – совокупность значений критерия, при котором нулевую гипотезу отвергают. Область принятия нулевой гипотезы (область допустимых значений) – совокупность значений критерия, при котором нулевую гипотезу принимают. При справедливости нулевой гипотезы вероятность того, что статистика критерия попадает в область принятия нулевой гипотезы должна быть равна 1.

Процедура проверки нулевой гипотезы в общем случае включает следующие этапы:

— задается допустимая вероятность ошибки первого рода (a = 0,05);

— выбирается статистика критерия;

— ищется область допустимых значений;

— по исходным данным вычисляется значение статистики;

— если статистика критерияпринадлежит области принятия нулевой гипотезы, то нулевая гипотеза принимается (корректнее говоря, делается заключение, что исходные данные не противоречат нулевой гипотезе), а в противном случае нулевая гипотеза отвергается и принимается альтернативная гипотеза. Это основной принцип проверки всех статистических гипотез.

В современных эконометрических программах (например, EViews) используются не стандартные уровни значимости, а уровни, подсчитываемые непосредственно в процессе работы с соответствующим статистическим методом. Эти уровни, обозначенные обычно Prob , могут иметь различное числовое выражение в интервале от 0 до 1, например, 0,7, 0,23 или 0,012. Понятно, что в первых двух случаях, полученные уровни значимости слишком велики и говорить о том, что результат значим нельзя. В последнем случае результаты значимы на уровне двенадцати тысячных.

Если вычисленное значение Р rob превосходит выбранный уровень Р rob _кр , то принимается нулевая гипотеза, а в противном случае — альтернативная гипотеза. Чем меньше вычисленное значение Р rob , тем более исходные данные противоречат нулевой гипотезе.

Число степеней свободы у какого-либо параметра определяют как размер выборки, по которой рассчитан данный параметр, минус количество выбранных переменных.

Величина W называется мощностью критерия и представляет собой вероятность отклонения неверной нулевой гипотезы, т.е. вероятность правильного решения. Мощность критерия – вероятность попадания критерия в критическую область при условии, что справедлива альтернативная гипотеза. Чем больше W , тем вероятность ошибки второго рода меньше.

Коэффициент регрессии (b ₁ ) является случайной величиной. Отсюда после вычисления возникает необходимость проверки гипотезы о значимости полученного значения. Выдвигаем нулевую гипотеза (Н ₀ ) о равенстве нулю коэффициента регрессии (Н ₀ :b ₁ = 0) против альтернативной гипотезы (Н ₁ ) о неравенстве нулю коэффициента регрессии (Н ₁ :b ₁ ¹ 0). Для проверки гипотезы Н ₀ против альтернативы используется t -статистика, которая имеет распределение Стьюдента с (n — 2) степенями свободы (парная линейная регрессия).

Коэффициент регрессии надежно отличается от нуля (отвергается нулевая гипотеза Н₀ ), если t _набл > t _{a ; n -2} . В этом случае вероятность нулевой гипотезы (Prob . ) будет меньше выбранного уровня значимости. t _{a ; n -2} — критическая точка, определяемая по математико-статистическим таблицам.

Проверка значимости уравнения регрессии производится на основе дисперсионного анализа.

Согласно основной идее дисперсионного анализа

(22)

где Q – общая сумма квадратов отклонений зависимой переменной от средней, а Q_R и Q_e – соответственно сумма квадратов, обусловленная регрессией, и остаточная сумма квадратов, характеризующая влияние неучтенных факторов.

Схема дисперсионного анализа имеет вид, представленный в табл. 1.

Средние квадраты и s 2 (табл. 1) представляют собой несмещенные оценки дисперсий зависимой переменной, обусловленных соответственно регрессией или объясняющей переменной Х и воздействием неучтенных случайных факторов и ошибок; m – число оцениваемых параметров уравнения регрессии; п – число наблюдений.

При отсутствии линейной зависимости между зависимой и объясняющими(ей) переменными случайные величины и имеют c 2 -распределение соответственно с т – 1 и п – т степенями свободы.

Компоненты дисперсии	Сумма квадратов	Число степеней свободы	Средние квадраты
Регрессия		m – 1
Остаточная		n – m
Общая		n – 1

Поэтому уравнение регрессии значимо на уровне a, если фактически наблюдаемое значение статистики

, (24)

где — табличное значение F -критерия Фишера-Снедекора, определяемое на уровне значимости a при k ₁ = m – 1 и k ₂ = n – m степенях свободы.

Учитывая смысл величин и s 2 , можно сказать, что значение F показывает, в какой мере регрессия лучше оценивает значение зависимой переменной по сравнению с ее средней.

Для парной линейно регрессии т = 2, и уравнение регрессии значимо на уровне a (отвергается нулевая гипотеза), если

. (25)

Следует отметить, что значимость уравнения парной линейной регрессии может быть проведена и другим способом, если оценить значимость коэффициента регрессии b ₁ , который имеет
t -распределение Стьюдента с k = n – 2 степенями свободы.

Уравнение парной регрессии или коэффициент регрессии b ₁ значимы на уровне a (иначе – гипотеза Н ₀ о равенстве параметра b ₁ нулю, т.е.
Н ₀ :b ₁ = 0, отвергается), если фактически наблюдаемое значение статистики

(26)

Коэффициент корреляции r значим на уровне a (Н ₀ : r = 0), если

. (27)

Одной из наиболее эффективных оценок адекватности регрессионной модели, мерой качества уравнения регрессии, характеристикой прогностической силы анализируемой регрессионной модели является коэффициент детерминации , определяемый по формуле:

. (28)

Величина R 2 показывает, какая часть (доля) вариации зависимой переменной обусловлена вариацией объясняющей переменной.

В случае парной линейной регрессионной модели коэффициент детерминации равен квадрату корреляции, т.е. R 2 = r 2 .

Доверительный интервал для индивидуальных значений зависимой переменной .

—t _{1 – a ; n — 2} × £ £ + t _{1 — a ; n — 2} × , (29)

где — оценка дисперсии индивидуальных значений у ₀ при х = х ₀ .

Доверительный интервал для параметров регрессионной модели .

(30)

По 28 предприятиям концерна изучается зависимость дневной выработки (ед.) у от уровня механизации труда (%) х по следующим данным (табл. 2).

При анализе статистических зависимостей широко используются графические методы, которые задают направление его дальнейшего анализа. В Excel для этого можно использовать средство Мастер диаграмм . Для создания диаграммы необходимо выделить данные, запустить мастер диаграмм, выбрать тип и вид диаграммы (для нашего примера тип диаграммы – Точечная), выбрать и уточнить ориентацию диапазона данных и ряда, настроить параметры диаграммы.

Для описания закономерностей в исследуемой выборке наблюдений строится линия тренда .

Для добавления линии тренда в диаграмму необходимо выполнить следующие действия:

1) щелкнуть правой кнопкой мыши по ряду данных;

2) в динамическом меню выбрать команду Добавить линию тренда. На экране появится окно Линия тренда (рис. 2);

3) выбрать вид зависимости регрессии. Для нашего примера тип тренда определим, как Линейный;

4) перейти на вкладку Параметры. В поле Показать уравнение на диаграмме установить подтверждение;

5) в случае необходимости можно задать остальные параметры.

Рис. 2. Диалоговое окно для выбора типа тренда

Изобразим полученную зависимость графически точками координатной плоскости (рис. 3). Такое изображение статистической зависимости называется полем корреляции .

По расположению эмпирических точек можно предполагать наличие линейной корреляционной (регрессионной) зависимости между переменными х и у .

По данным табл. 2 найдем уравнение регрессии у по х . Расчеты произведем в Excel по формулам (7)–(13), промежуточные вычисления представим в табл. 3.

Рис. 3. Поле корреляции

Итак, уравнение регрессии у по х :

= -19,37 + 0,74x .

Из полученного уравнения регрессии следует, что при увеличении уровня механизации х на 1% выработка у увеличивается в среднем на 0,74 ед.

По исходным данным вычислим коэффициент корреляции.

Расчеты произведем в Excel, промежуточные вычисления см. табл. 3 и формулы (15), (16).

= 0,954,

т.е. связь между переменными тесная.

Оценим на уровне значимости a = 0,05 значимость уравнения регрессии у по х .

1-й способ . Используя данные табл. 4 вычислим необходимые суммы по формулам табл. 1:

= 6715,71 (см. столбец 6);

Q_R = = 6108,09 (см. столбец 7);

F = = 261,36.

По статистическим таблицам F -распределения F_0,05;1;26 = 4,22. Так как
F > F _0,05;1;26 , то уравнение регрессии значимо.

2-й способ . Учитывая, что b ₁ = 0,739, = 11170,43
(табл. 4), = =23,37 (табл. 4), по формуле (26)

t = = 16,17.

По таблице t -распределения t _0,95;26 = 2,06. Так как t > t _0,95;26 , то коэффициент регрессии b ₁ , а значит, и уравнение парной линейной регрессии значимо.

Найдем коэффициент детерминации и поясним его смысл. Ранее было получено Q_R = 6108,09, Q = 6715,71. По формуле (28) = 0,9095 (или R 2 = r 2 = 0,954 2 = 0,9095). Это означает, что изменения зависимой переменной у – дневная выработка – на 90% объясняется вариацией объясняющей переменной х – уровнем механизации.

Найдем 95%-ные доверительные интервалы для индивидуального значения прибыли при уровне механизации равной 65%.

Ранее было получено уравнение регрессии

= -19,37 + 0,74x .

Чтобы построить доверительный интервал для индивидуального значения , найдем точечное значение признака = -19,37 + 0,74∙65 = 28,718.

Затем найдем дисперсию оценки:

=23,370 = 0,839

и = 0,916.

Далее искомый доверительный интервал получим по (29):

28,718 – 2,06∙0,916 £ £ 28,718 + 2,06∙0,916

26,832 £ £ 30,604

Таким образом, дневная выработка при уровне механизации равной 65% с надежностью 0,95 находится в пределах от 26,832 ед. до
30,604 ед.

Найдем 95%-ный доверительный интервал для параметра b₁ .

0,74 – 2,06 £b₁ £ 0,74 + 2,06 ,

т.е. с надежностью 0,95 при изменении уровня механизации x на 1% дневная выработка y будет изменяться на величину, заключенную в интервале от 0,645 до 0,834 (ед.).

Исследуем полученную модель на наличие гетероскедастичности.

Упорядочим п наблюдений по мере возрастания переменной х . Исключим из рассмотрения С = 6 центральных наблюдений (условие
(п —С )/2 = (28 – 6)/2 = 11 > р = 1 выполняется). Разделим совокупность из (п —С ) = (28 – 6) = 22 наблюдений на две группы (соответственно с малыми и большими значениями фактора х по 11 наблюдений) и определим по каждой из групп уравнения регрессии. Для первой группы оно составит = -3,70 + 0,39x . Для второй группы: = 1,16 + 53,11x . Определим остаточные суммы квадратов для первой (S ₁ ) и второй (S ₂ ) групп. Промежуточные расчеты занесем в табл. 5.

Тест ранговой корреляции Спирмэна

Проранжируем значения х _i и абсолютные величины остатков в порядке возрастания, расчеты занесем в табл. 6.

Найдем коэффициент ранговой корреляции Спирмэна:

= 0,108.

Найдем t -критерий для ранговой корреляции:

= 0,556.

Сравним полученное значение t _r с табличным значением
t _{0,95; 26} = 2,06. Так как t _r 2 = а + b lnх + и . Проверяется значимость коэффициента регрессии b по t -критерию Стьюдента. Если коэффициент регрессии для уравнения lne 2 окажется статистически значимым, то, следовательно, существует зависимость lne 2 от lnх , т.е. имеет место гетероскедастичность остатков.

Чтобы построить зависимость ln e 2 = а + b lnх введем замены:
ln e 2 = у , lnх = z . Построим линейную регрессию у = а + bz . Для этого воспользуемся пакетом анализа MicrosoftExcel (Сервис + Анализ данных + + Регрессия). В результате получим следующую модель:

ln e 2 = 5,635 — 0,901 lnх .

Проверка уравнения на значимость показывает: R 2 = 0,039; F = 1,056; t_a = 1,565 и t_b = 1,028. По тесту Парка зависимость дисперсии остатков от х проявляется ненадежно: все параметры статистически нее значимы, R 2 очень низкий, t -критерий и F -статистика меньше табличных значений (t _0,95;26 = 2,06; F _0,05;1;26 = 4,23). Тест Парка показал отсутствие гетероскедастичности.

Тест оценивает зависимость абсолютных значений остатков от значений фактора х в виде функции: |e| = a + b ∙ x c , где с задается определенным числом степени. Для нашего примера используем значения с равные -2;-1; -0,5; 0,5; 1;2.

Для построения моделей регрессий воспользуемся пакетом анализа Microsoft Excel. Получили следующие результаты:

при с = -2 |e| = 2,62 + 2327,52x -2 R 2 = 0,460; F = 22,14

при с = -1 |e| = 0,87 + 153,09x -1 R 2 = 0,360; F = 14,61

при с = -0,5 |e| = -2,40 + 46,10x -0,5 R 2 = 0,271; F = 9,65

при с = 0,5 |e| = 8,58 — 0,62x 0,5 R 2 = 0,090; F = 2,56

при с = 1 |e| = 5,39 — 0,03x R 2 = 0,035; F = 0,945

Из теста Гейзера следует, что абсолютная величина остатков достаточно сильно зависит от х -2 .

Парная линейная регрессия. Задачи регрессионного анализа

Будут и задачи для самостоятельного решения, к которым можно посмотреть ответы.

Понятие линейной регрессии. Парная линейная регрессия

Линейная регрессия — выраженная в виде прямой зависимость среднего значения какой-либо величины от некоторой другой величины. В отличие от функциональной зависимости y = f(x) , когда каждому значению независимой переменной x соответствует одно определённое значение величины y, при линейной регрессии одному и тому же значению x могут соответствовать в зависимости от случая различные значения величины y.

Если в результате наблюдения установлено, что при каждом определённом значении x существует сколько-то (n) значений переменной y, то зависимость средних арифметических значений y от x и является регрессией в статистическом понимании.

Если установленная зависимость может быть записана в виде уравнения прямой

то эта регрессионная зависимость называется линейной регрессией.

О парной линейной регрессии говорят, когда установлена зависимость между двумя переменными величинами (x и y). Парная линейная регрессия называется также однофакторной линейной регрессией, так как один фактор (независимая переменная x) влияет на результирующую переменную (зависимую переменную y).

В уроке о корреляционной зависимости были разобраны примеры того, как цена на квартиры зависит от общей площади квартиры и от площади кухни (две различные независимые переменные) и о том, что результаты наблюдений расположены в некотором приближении к прямой, хотя и не на самой прямой. Если точки корреляционной диаграммы соединить ломанной линией, то будет получена линия эмпирической регрессии. А если эта линия будет выровнена в прямую, то полученная прямая будет прямой теоретической регрессии. На рисунке ниже она красного цвета (для увеличения рисунка щёлкнуть по нему левой кнопкой мыши).

По этой прямой теоретической регрессии может быть сделан прогноз или восстановление неизвестных значений зависимой переменной по заданным значениям независимой переменной.

В случае парной линейной регрессии для данных генеральной совокупности связь между независимой переменной (факториальным признаком) X и зависимой переменной (результативным признаком) Y описывает модель

,

— свободный член прямой парной линейной регрессии,

— коэффициент направления прямой парной линейной регрессии,

— случайная погрешность,

N — число элементов генеральной совокупности.

Уравнение парной линейной регрессии для генеральной совокупности можно построить, если доступны данные обо всех элементах генеральной совокупности. На практике данные всей генеральной совокупности недоступны, но доступны данные об элементах некоторой выборки.

Поэтому параметры генеральной совокупности оценивают при помощи соответствующих параметров соответствующей выборки: свободный член прямой парной линейной регрессии генеральной совокупности заменяют на свободный член прямой парной линейной регрессии выборки , а коэффициент направления прямой парной линейной регрессии генеральной совокупности — на коэффициент направления прямой парной линейной регрессии выборки .

В результате получаем уравнение парной линейной регрессии выборки

— оценка полученной с помощью модели линейной регрессии зависимой переменной Y,

— погрешность,

n — размер выборки.

Чтобы уравнение парной линейной регрессии было более похоже на привычное уравнение прямой, его часто также записывают в виде

.

Уравнение парной линейной регрессии и метод наименьших квадратов

Определение коэффициентов уравнения парной линейной регрессии

Если заранее известно, что зависимость между факториальным признаком x и результативным признаком y должна быть линейной, выражающейся в виде уравнения типа , задача сводится к нахождению по некоторой группе точек наилучшей прямой, называемой прямой парной линейной регрессии. Следует найти такие значения коэффициентов a и b , чтобы сумма квадратов отклонений была наименьшей:

.

Если через и обозначить средние значения признаков X и Y,то полученная с помощью метода наименьших квадратов функция регрессии удовлетворяет следующим условиям:

• прямая парной линейной регрессии проходит через точку ;
• среднее значение отклонений равна нулю: ;
• значения и не связаны: .

Условие метода наименьших квадратов выполняется, если значения коэффициентов равны:

,

.

Пример 1. Найти уравнение парной линейной регрессии зависимости между валовым внутренним продуктом (ВВП) и частным потреблением на основе данных примера урока о корреляционной зависимости (эта ссылка, которая откроется в новом окне, потребуется и при разборе следующих примеров).

Решение. Используем рассчитанные в решении названного выше примера суммы:

Используя эти суммы, вычислим коэффициенты:

Таким образом получили уравнение прямой парной линейной регрессии:

Составить уравнение парной линейной регрессии самостоятельно, а затем посмотреть решение

Пример 2. Найти уравнение парной линейной регрессии для выборки из 6 наблюдений, если уже вычислены следующие промежуточные результаты:

;

;

;

;

Анализ качества модели линейной регрессии

Метод наименьших квадратов имеет по меньшей мере один существенный недостаток: с его помощью можно найти уравнение линейной регрессии и в тех случаях, когда данные наблюдений значительно рассеяны вокруг прямой регрессии, то есть находятся на значительном расстоянии от этой прямой. В таких случаях за точность прогноза значений зависимой переменной ручаться нельзя. Существуют показатели, которые позволяют оценить качество уравнения линейной регрессии прежде чем использовать модели линейной регрессии для практических целей. Разберём важнейшие из этих показателей.

Коэффициент детерминации

Коэффициент детерминации принимает значения от 0 до 1 и в случае качественной модели линейной регрессии стремится к единице. Коэффициент детерминации показывает, какую часть общего рассеяния зависимой переменной объясняет независимая переменная:

,

— сумма квадратов отклонений, объясняемых моделью линейной регрессии, которая характеризует рассеяние точек прямой регрессии относительно арифметического среднего,

— общая сумма квадратов отклонений, которая характеризует рассеяние зависимой переменной Y относительно арифметического среднего,

— сумма квадратов отклонений ошибки (не объясняемых моделью линейной регрессии), которая характеризует рассеяние зависимой переменной Y относительно прямой регресии.

Пример 3. Даны сумма квадратов отклонений, объясняемых моделью линейной регрессии (3500), общая сумма квадратов отклонений (5000) и сумма квадратов отклонений ошибки (1500). Найти коэффициент детерминации двумя способами.

F-статистика (статистика Фишера) для проверки качества модели линейной регрессии

Минимальное возможное значение F-статистики — 0. Чем выше значение статистики Фишера, тем качественнее модель линейной регрессии. Этот показатель представляет собой отношение объясненной суммы квадратов (в расчете на одну независимую переменную) к остаточной сумме квадратов (в расчете на одну степень свободы):

где m — число объясняющих переменных.

Сумма квадратов остатков

Сумма квадратов остатков (RSS) измеряет необъясненную часть дисперсии зависимой переменной:

—

остатки — разности между реальными значениями зависимой переменной и значениями, оценёнными уравнением линейной регрессии.

В случае качественной модели линейной регрессии сумма квадратов остатков стремится к нулю.

Стандартная ошибка регрессии

Стандартная ошибка регрессии (SEE) измеряет величину квадрата ошибки, приходящейся на одну степень свободы модели:

Чем меньше значение SEE, тем качественнее модель.

Пример 4. Рассчитать коэффициент детерминации для данных из примера 1.

Решение. На основании данных таблицы (она была приведена в примере урока о корреляционной зависимости) получаем, что SST = 63 770,593 , SSE = 10 459,587 , SSR = 53 311,007 .

Можем убедиться, что выполняется закономерность SSR = SST — SSE :

Получаем коэффициент детерминации:

.

Таким образом, 83,6% изменений частного потребления можно объяснить моделью линейной регресии.

Интерпретация коэффициентов уравнения парной линейной регрессии и прогноз значений зависимой переменной

Итак, уравнение парной линейной регрессии:

.

В этом уравнении a — свободный член, b — коэффициент при независимой переменной.

Интерпретация свободного члена: a показывает, на сколько единиц график регрессии смещён вверх при x=0, то есть значение переменной y при нулевом значении переменной x.

Интерпретация коэффициента при независимой переменной: b показывает, на сколько единиц изменится значение зависимой переменной y при изменении x на одну единицу.

Пример 5. Зависимость частного потребления граждан от ВВП (истолкуем это просто: от дохода) описывается уравнением парной линейной регрессии . Сделать прогноз потребления при доходе в 20 000 у.е. Выяснить, на сколько увеливается потребление при увеличении дохода на 5000 у.е. Меняется ли потребление, если доход не меняется?

Решение. Подставляем в уравнение парной линейной регрессии x i = 20000 и получаем прогноз потребления при доходе в 20 000 у.е. y i = 17036,4662 .

Подставляем в уравнение парной линейной регрессии x i = 5000 и получаем прогноз увеличения потребления при увеличении дохода на 5000 у.е. y i = 4161,9662 .

Если доход не меняется, то x i = 0 и получаем, что потребление уменьшается на 129,5338 у.е.

Задачи регрессионного анализа

Регрессионный анализ — раздел математической статистики, объединяющий практические методы исследования регрессионной зависимости между величинами по статистическим данным.

Наиболее частые задачи регрессионного анализа:

• установление факта наличия или отсутствия статистических зависимостей между переменными величинами;
• выявление причинных связей между переменными величинами;
• прогноз или восстановление неизвестных значений зависимых переменных по заданным значениям независимых переменных.

Также делаются проверки статистических гипотез о регрессии. Кроме того, при изучении связи между двумя величинами по результатам наблюдений в соответствии с теорией регрессии предполагается, что зависимая переменная имеет некоторое распределение вероятностей при фиксированном значении независимой переменной.

В исследованиях поведения человека, чтобы они претендовали на объективность, важно не только установить зависимость между факторами, но и получить все необходимые статистические показатели для результата проверки соответствующей гипотезы.

Проверка гипотезы о равенстве нулю коэффициента направления прямой парной линейной регрессии

Одна из важнейших гипотез в регрессионном анализе — гипотеза о том, что коэффициент направления прямой регрессии генеральной совокупности равен нулю.

Если это предположение верно, то изменения независимой переменной X не влияют на изменения зависимой переменной Y: переменные X и Y не коррелированы, то есть линейной зависимости Y от X нет.

рассматривают во взаимосвязи с альтернативной гипотезой

.

Статистика коэффициента направления

соответствует распределению Стьюдента с числом степеней свободы v = n — 2 ,

где — стандартная погрешность коэффициента направления прямой линейной регресии b 1 .

Доверительный интервал коэффициента направления прямой линейной регрессии:

.

Критическая область, в которой с вероятностью P = 1 — α отвергают нулевую гипотезу и принимают альтернативную гипотезу:

Пример 6. На основе данных из предыдущих примеров (о ВВП и частном потреблении) определить доверительный интервал коэффициента направления прямой линейной регресии 95% и проверить гипотезу о равенстве нулю коэффициента направления прямой парной линейной регрессии.

Можем рассчитать, что , а стандартная погрешность регрессии .

Таким образом, стандартная погрешность коэффициента направления прямой линейной регресии b 1 :

.

Так как и (находим по таблице в приложениях к учебникам по статистике), то доверительный интервал 95% коэффициента направления прямой парной линейной регрессии:

.

Так как гипотетическое значение коэффициента — нуль — не принадлежит доверительному интервалу, с вероятностью 95% можем отвергнуть основную гипотезу и принять альтернативную гипотезу, то есть считать, что зависимая переменная Y линейно зависит от независимой переменной X.

03. Линейная модель парной регрессии и корреляции

Рассмотрим простейшую модель парной регрессии – Линейную Регрессию. Линейная регрессия находит широкое применение в эконометрике ввиду четкой экономической интерпретации ее параметров.

Линейная регрессия сводится к нахождению уравнения вида

или . (1.1)

Уравнение вида позволяет по заданным значениям фактора X находить теоретические значения результирующего показателя, подставляя в него фактические значения фактора X.

Построение линейной регрессии сводится к оценке ее параметров – A и B. Классический подход к оцениванию параметров линейной регрессии основан на методе наименьших квадратов (МНК). МНК позволяет получить такие оценки параметров A и B, при которых сумма квадратов отклонений фактических значений результирующего показателя Y от теоретических минимальна:

. (1.2)

Т. е. из всего множества линий линия регрессии на графике выбирается так, чтобы сумма квадратов расстояний по вертикали между точками и этой линией была бы минимальной (рис. 1.2):

Рис. 1.2. Линия регрессии с минимальной дисперсией остатков.

Как известно из курса математического анализа, чтобы найти минимум функции (1.2), надо вычислить частные производные по каждому из параметров A и B и приравнять их к нулю. Обозначая через , получим:

(1.3)

После несложных преобразований, получим следующую систему линейных уравнений для оценки параметров A и B:

(1.4)

Решая систему уравнений (1.4), найдем искомые оценки параметров A и B. Можно воспользоваться готовыми формулами, которые следуют непосредственно из решения системы (1.4):

, , (1.5)

Где – ковариация признаков X и Y, – дисперсия признака X и

, , , .

Ковариация – числовая характеристика совместного распределения двух случайных величин, равная математическому ожиданию произведения отклонений этих случайных величин от их математических ожиданий. Дисперсия – характеристика случайной величины, определяемая как математическое ожидание квадрата отклонения случайной величины от ее математического ожидания. Математическое Ожидание – сумма произведений значений случайной величины на соответствующие вероятности (см. Приложение 1).

Параметр B называется Коэффициентом Регрессии. Его величина показывает среднее изменение результата с изменением фактора на одну единицу.

Возможность четкой экономической интерпретации коэффициента регрессии сделала линейное уравнение регрессии достаточно распространенным в эконометрических исследованиях.

Формально A – значение Y при . Если фактор X не может иметь нулевого значения, то тогда трактовка свободного члена A не имеет смысла, т. е. параметр A может не иметь экономического содержания.

Уравнение регрессии всегда дополняется показателем тесноты связи. При использовании линейной регрессии в качестве такого показателя выступает линейный коэффициент корреляции , который можно рассчитать по следующим формулам:

. (1.6)

Линейный коэффициент корреляции находится в пределах: . Чем ближе абсолютное значение к единице, тем сильнее линейная связь между факторами (при имеем строгую функциональную зависимость). Однако близость абсолютной величины линейного коэффициента корреляции к нулю еще не означает отсутствия связи между признаками. При другой (нелинейной) спецификации модели связь между признаками может оказаться достаточно тесной.

Для оценки качества подбора линейной функции рассчитывается квадрат линейного коэффициента корреляции , называемый Коэффициентом Детерминации. Коэффициент детерминации характеризует долю дисперсии результирующего показателя Y, объясняемую регрессией, в общей дисперсии результирующего показателя:

, (1.7)

Где , .

Соответственно величина характеризует долю дисперсии Y, вызванную влиянием остальных, не учтенных в модели, факторов.

После того как найдено уравнение линейной регрессии, проводится оценка значимости как уравнения в целом, так и отдельных его параметров.

Проверить значимость уравнения регрессии – означает установить, соответствует ли математическая модель, выражающая зависимость между переменными, экспериментальным данным и достаточно ли включенных в уравнение объясняющих переменных (одной или нескольких) для описания зависимой переменной.

Чтобы иметь общее суждение о качестве модели из относительных отклонений по каждому наблюдению, определяют Среднюю Ошибку Аппроксимации:

. (1.8)

Средняя ошибка аппроксимации не должна превышать 8–10%.

Оценка Значимости Уравнения Регрессии В целом Производится На Основе F—Критерия Фишера, которому предшествует дисперсионный анализ. В математической статистике дисперсионный анализ рассматривается как самостоятельный инструмент статистического анализа. В эконометрике он применяется как вспомогательное средство для изучения качества регрессионной модели.

Согласно основной идее дисперсионного анализа, общая сумма квадратов отклонений переменной Y от среднего значения раскладывается на две части – «объясненную» и «необъясненную»:

,

Где – общая сумма квадратов отклонений; – сумма квадратов отклонений, объясненная регрессией (или факторная сумма квадратов отклонений); – остаточная сумма квадратов отклонений, характеризующая влияние неучтенных в модели факторов.

Схема дисперсионного анализа имеет вид, представленный в таблице 1.1 (N – число наблюдений, M – число параметров при переменной X).