残差分析(课堂PPT)
3.2 残差分析
450 400 350 300 250 200 150 100 50 0 -5 -50 0
产卵数
产卵数
气 温
5 10 15 20 25 30 35 40
线性模型
二次函数模型
指数函数模型
最好的模型是哪个?
函数模型 线性回归模型
相关指数R2 0.7464
比 一 比
二次函数模型
指数函数模型
0.802
将t=x2代入线性回归方程得: y=0.367x2 -202.54 当x=28时,y=0.367×282202.54≈85,且R2=0.802, 所以,二次函数模型中温度解 释了80.2%的产卵数变化。
产卵数y/个 350 300 250 200 150 100 50 0 0 150 300 450 600 750 900 1050 1200 1350
求根据一名女大学生的身高预报她的体重的回归方程,并预报一名身高为 172cm的女大学生的体重。
3、从散点图还看到,样本点散布在某一条直线的附近,而不是 在一条直线上,所以不能用一次函数y=bx+a描述它们关系。
我们可以用下面的线性回归模型来表示:
y=bx+a+e,其中a和b为模型的未知参数,
e称为随机误差。
i 1 i i 1 n i i
n
2
2
第一个好
一般地,建立回归模型的基本步骤为:
(1)确定研究对象,明确哪个变量是解析变量,哪个变量是预 报变量。 (2)画出确定好的解析变量和预报变量的散点图,观察它们之 间的关系(如是否存在线性关系等)。
(3)由经验确定回归方程的类型(如我们观察到数据呈线性关系, 则选用线性回归方程y=bx+a). (4)按一定规则估计回归方程中的参数(如最小二乘法)。 (5)得出结果后分析残差图是否有异常(个别数据对应残差 过大,或残差呈现不随机的规律性,等等),过存在异常, 则检查数据是否有误,或模型是 否合适等。
残差分析
5
0
0
20
40
存在高杠杆率观测值的散点图
x 60
19
13
异常值 (OUTLIER)
1. 如果某一个点与其他点所呈现的趋势不相吻合, 这个点就有可能是异常点,或称为野点
■ 如果异常值是一个错误的数据,比如记录错误造成的, 应该修正该数据,以便改善回归的效果
■ 如果是由于模型的假定不合理,使得标准化残差偏大, 应该考虑采用其他形式的模型,比如非线性模型
不良贷款对贷款余额回归的残差图
7
残差
X Variable 1 Residual Plot
5
0
0
2
4
6
8
-5
X Variable 1
火灾损失数据的残差图
8
标准化残差(standardized residual)
ZREi
ei
ˆ
标准化残差使残差具有可比性,ZREi 3 的相应观测值即判定为异常值,但没有解
计算公式为
1
hii n
(xi x )2 (xi x )2
表h示ii ,其
3. 如果一个观测值的杠杆率 识别为有高杠杆率的点
hii就可6以n将该观测值
4. 一个有高杠杆率的观测值未必是一个有影响的观测 值,它可能对回归直线的斜率没有什么影响
18
高杠杆率点 (图示)
y
25
20
高杠杆率点
15
10
■ 如果完全是由于随机因素而造成的异常值,则应该保 留该数据
2. 在处理异常值时,若一个异常值是一个有效的观 测值,不应轻易地将其从数据集中予以剔除
14
异常值 (识别)
1. 异常值也可以通过标准化残差来识别 2. 如果某一个观测值所对应的标准化残差较
第十六讲 残差分析
变量变换
• 线性模型假设 E(y|x)的线性性, 和误差方差齐性: E(y|x)=a+b’x var(y|x)=常数 • 我们知道(y,x)联合正态分布时,该假设是正确的。 • 实际问题中,若x,y都是连续变量,通常对x或y或两者做 变换,使得变换之后(x,y)近似服从正态分布。 • 若某些自变量是因子(x1),其它自变量(x2)是连续型,那 么, 变换,使得(y,x2)|x1~正态。
变换的一般原则
• 总的原则是变换后每个变量都比较对称、均衡,换言之联合分布接近 正态。变换包括
– – – – Log变换 或 Box-Cox变换, 连续变量离散化, 有次序的因子变量的连续化, 无次序因子变量的合并
•
log 原则 如果一个非负变量的取值不在一个尺度或量级(magnitude)上,则取对数 后分析可能是有益的. 如果一个变量的取值在一个尺度或量级内,任何变换都可能无益. 不容易确定何种变换时,采用Box-Cox变换。
(b) 若x, z不独立 ⇒ var( y | x)一般依赖于x,除非 var( z | x)不依赖于x ⇒ var( y | x) = 常数 若( z , x) ~ 正态, 则
(3) δ = y-{α + β ' x} = a + b' x + c' z − {α + β ' x} = a − α + (b − β )' x + c' z
δ与x是否相关可通过 (1), (2)部分地检查,但一般无 法完全验证。
注:通常我们只有“工作模型”而不知道完全模型,只能通过 工作模型的残差探讨其拟合好坏。
残差分析
• 残差分析:拟合线性回归模型之后,通过 分析残差特征,检查拟合的好坏,即检查 数据是否满足模型假设
(教学课件)残差分析
2.8 2.4
2 1.6 1.2 0.8 0.4
0 0
z
36
x
9 12 15 18 21 24 27 30 33 36 39
变化
最好的模型是哪个?
产卵数
400 300 200 100
0 0
-100
5
10 15 20 25 30
35
40
线性模型
产卵数
400
300
200
100
气
0
温
-40 -30 -20 -10 0 10 20 30 40
在例1中,残差平方和约为128.361。
残差分析与残差图的定义:
在研究两个变量间的关系时,首先要根据散点图来粗略判断它们是否线 性相关,是否可以用回归模型来拟合数据。
然后,我们可以通过残差 e1, e2, , en 来判断模型拟合的效果,判断原始
数据中是否存在可疑数据,这方面的分析工作称为残差分析。
i1
^
a y bx,......(1)
(4)写出直线方程为y^=bx+a,即为所求的回归直线方程。
例1 从某大学中随机选取8名女大学生,其身高和体重数据如表1-1所示。
编号 1 2 3 4 5 6 7 8 身高/cm 165 165 157 170 175 165 155 170 体重/kg 48 57 50 54 64 61 43 59
案例2 一只红铃虫的产卵数y和温度x有关。现
收集了7组观测数据列于表中:
温度xoC 21 23 25 27 29 32 35 产卵数y/个 7 11 21 24 66 115 325
(1)试建立产卵数y与温度x之间的回归方程;并 预测温度为28oC时产卵数目。 (2)你所建立的模型中温度在多大程度上解释了 产卵数的变化?
2025年高考数学一轮复习 第十章 -第二节 -第3课时 残差分析与决定系数【课件】
第3课时 残差分析与决定系数
题型一 残差分析
典例1 树木根部半径与树木的高度呈正相关,即树木根部越粗,树木的高度也就越高.某
块山地上种植了树木,某农科所为了研究树木的根部半径与树木的高度之间的关系,
从这些地块中用简单随机抽样的方法抽取6棵树木,调查得到树木根部半径
15
20
25
30
7.25
8ห้องสมุดไป่ตู้12
8.95
9.90
10.9
11.8
(1)作出散点图并求回归直线方程;
解 画出散点图,如图所示.
样本点分布在一条直线附近,与具有线性相
关关系.
1
6
由表中数据,得 = × (5 + 10 + 15 + 20
+ 25 + 30) = 17.5,
1
6
= × (7.25 + 8.12 + 8.95 + 9.90 + 10.9
∑ −ෝ
题型二 决定系数 = − =
∑ −
=
典例2 已知某种商品的价格(单位:元/件)与需求量(单位:件)之间的关系有如下
五组数据:
14
16
18
20
22
12
10
7
5
3
求关于的回归直线方程,并说明回归模型拟合效果的好坏.
1
5
1
5
解 = × 14 + 16 + 18 + 20 + 22 = 18, = × 12 + 10 + 7 + 5 + 3 = 7.4,
第5章 残差分析
异常值的原因是由自变量异常与因变量异常两个原因共同引起的。
异常值与强影响值
异常值原因
异常值消除方法
1.数据登记误差,存在抄写或录入 重新核实数据 的错误
第5章 残差分析
一、残差概念与残差图
e
e
0
0
(a)
e
0
x
e
x
(b)
1 3 57
0 2 46 8
x (c)
x
(d)
残差分析
一、残差概念与残差图
4
3
2
1
0
-1
-2
-3
-4
0
1
2
3
4
5
6
7
X
火灾损失数据残差图
残差分析
二、残差的性质
性质1 E (ei)=0
证明: E(ei ) E( yi ) E( yˆi )
chii=杆值 chii的平均值是
i 1
ch
1 n
n
chii
i 1
p n
异常值与强影响值
二、关于自变量x的异常值
虽然强影响点并不总是y的异常值点,不能单纯根据 杠杆值hii的大小判断强影响点是否异常,但是我们对强影 响点应该有足够的重视。为此引入库克距离,用来判断强 影响点是否为y的异常值点。库克距离的计算公式为:
i 1
残差分析
三、改进的残差
标准化残差
ZREi
ei
ˆ
学生化残差
SREi ˆ
残差分析
一、残差概念与残差图
e
e
0
0
x
(a)
(b)
x
e
1 3 2 4 5 6 7 8
e
0
0
x
(c)
x
(d)
残差分析
一、残差概念与残差图
4 3 2 1 0 -1 -2 -3 -4 0 1 2 3 4 5 6 7
X
火灾损失数据残差图
残差分析
二、残差的性质
性质1 E (ei)=0
ˆ 证明: E ( e i ) E ( y i ) E ( y i ) ( 0 1 x i ) E ( ˆ 0 ˆ1 x i ) 0
异常值与强影响值
采用加权最小二乘回归后,删除学生化残差SRE(i)的绝 对值最大者为|SRE(13)|=1.7424,库克距离都在0.5至1.0之 间,说明数据没有异常值。
ei 0 xiei 0
i 1
残差分析
三、改进的残差 标准化残差
ZRE
i
ei
ˆ
ei
学生化残差
SRE
i
ˆ
1 h ii
异常值与强影响值
二、关于自变量x的异常值
在 D(ei)=(1-hii)σ 2 中,hii 是帽子矩阵中主对角线的第 i 个元素,它是调节 ei 方差 大小的杠杆,因而称 hii 为第 i 个观察值的杠杆值。类似于一元线性回归,多元线性 回归的杠杆值 hii 也是表示自变量的第 i 次观测值与自变量平均值之间距离的远近。 较大的杠杆值的残差偏小,这是因为大杠杆值的观测点远离样本中心,能够把回归 方程拉向自己,因而把杠杆值大的样本点称为强影响点。
实用回归分析课件 (残差与残差图)
5.3 异常值与强影响值
一、关于因变量y的异常值
在残差分析中,认为超过 3ˆ 的残差为异常值。
标准化残差
ZREi
ei
ˆ
学生化残差
SREi ˆ
ei 1 hii
ZREi / SREi 3 观测数据判定为异常值
存在y的异常观测值,普通/标准化/学生化残差都不适用
5.3 异常值与强影响值
当数据中存在关于 y 的异常观察值时,异常值把回归线拉向 自己,使异常值本身的残差减少,而其余观察值的残差增大,这时 回归标准差ˆ 也会增大,因而用“3σ”准则不能正确分辨出异常值。 解决这个问题的方法是改用删除残差。
其中, hii
1 n
(xi x)2 Lxx
称为杠杆值
靠近x附近的点相应的残差方 差较大,
远离x附近的点相应的残差方 差较小.
5.2 残差的性质
一、残差的性质
性质3. 残差满足约束条件:
n
ei 0
i 1 n
xiei 0
i 1
5.2 残差的性质
二、改进的残差
5.3 异常值与强影响值
异常值分为两种情况: 一种是关于因变量y异常; 另一种是关于自变量x异常。
第三步,做等级相关系数的显著性检验。在n>8的情况下, 用下式对样本等级相关系数rs进行t检验。检验统计量为:
t n 2 rs 1 rs2
如果t≤tα/2(n-2)可认为异方差性问题不存在, 如果t>tα/2(n-2),说明xi与|ei|之间存在系统关系,异方差性 问题存在。
违背基本假设的情况
第六章 关于异方差性问题 第七章 关于自相关性问题 第八章 关于多重共相关问题
第六章 关于异方差性问题
var(i ) var( j ), i j
简单线性回归模型与分析残差图(ppt 35页)
根据以上数据,你能否判断学生人数(x)如何影 响到销售收入(y)?根据一家连锁店附近大学的人数, 你能够预测该家连锁店的季度销售收入吗?
3
描述学生人数和销售收入之间的关系
第i个标准化残差
其中
Std_ˆi ˆi / sˆi
sˆi s
1 hi ,
1
h i n
(xi x)2 (xi x)2
26
如何分析残差图
如果模型是符合的,那么残差图上的散 点应该落在一条水平带中间,除此之外, 残差图上的点不应呈现出什么规律性。
使用EXCEL对阿姆德连锁店的数据产生残 差图。你能得到什么结论?
协方差(315.56)和相关系数(0.95),散点图;
250
季 度 销 售 收 入 /千 美 圆
200
150
100
50
0
0
5
10
15
20
25
30
学生人数/千人
根据这些你可以得到什么结论?
4
Types of Regression Models
Positive Linear Relationship
散点图; 利用学生化标准残差基本服从标 准正态分布来检测(落在2个标准差之外 时)。
32
带有异常值的散点图示例
80
70
60
50
40
30
20
10
0
0
1
2
3
4
5
6
7
33
检测有影响的观测值
什么是有影响的观测? 观测的杠杆率:
实用回归分析课件(残差与及残差图)
残差的基本概念
定义
残差是指观测值与通过回归模型预测的值之间的 差异。
计算方法
残差 = 观测值 - 预测值。
重要性
残差用于评估回归模型的拟合效果,可以帮助我 们发现异常值、模型的不确定性和误差来源。
02
残差的性质与计算
残差的定义与计算方法
残差
观测值与回归方程预测值之差。
计算方法
实际观测值 - 预测值。
如果残差分布符合正态分布,那 么残差图上的点应该大致呈钟形 分布。通过观察残差图的分布形
状,可以检验残差的正态性。
残差图的用途与限制
01
辅助模型诊断
通过观察残差图,可以对模型的假设条件进行检验,如线性关系、误差
项的正态性等。
02
改进模型
根据残差图的观察结果,可以对模型进行调整和改进,如添加或删除解
详细描述
在案例一中,我们将使用一组线性回归模型的数据,通过计算残差、绘制残差图等方法,分析模型的 拟合效果。我们将重点关注残差的分布、正态性、独立性和同方差性等方面,以评估模型的可靠性。
案例二:时间序列数据的残差分析
总结词
时间序列数据具有时序依赖性和波动性,因此在进行回归分析时需要特别注意残差的分 析。
自相关性诊断方法
通过计算自相关图、使用自相关 系数、偏自相关系数等方法,可 以诊断出自相关性。
自相关性处理方法
处理自相关性可以采用差分、季 节性差分、指数平滑等方法,消 除自相关性对回归分析的影响。
异方差性诊断与处理
异方差性定义
异方差性是指回归模型的残差项的方差不恒 定,即随着预测变量的变化,残差的方差也 会发生变化。
指残差之间存在相关性,通常表现为 时间序列数据的滞后相关性。
线性回归方程的残差分析ppt课件
若两变量存在强正相关性,则Di2应较小,秩序相关系数较大 .若两变量存在强负相关性,则Di2应较大,秩序相关系数 为负,绝对值较大
1 - 12
计算相关系数
(一)相关系数
Kendall相关系数:度量定序定类变量间的线性相关关系
首先计算一致对数目(U)和非一致对数目(V)
如: 对x和y求秩后为:
x: 2 4 3 5 1
差平方和的绝大部分比例,因变量的变差主要由
自变量的不同取值造成,回归方程对样本数据点
拟合得好
在一元回归中R2=r2; 因此,从这个意义上讲,判
定系数能够比较好地反映回归直线对样本数据的 1 - 2代9 表程度和线性相关性。
一元线性回归方程的检验
(二)回归方程的显著性检验 (1)目的:检验自变量与因变量之间的线性关系
n
n
( yˆi y)2
( yi yˆ)2
R2
i1 n
1
i1 n
( yi y)2
( yi y)2
i1
i1
R2=SSR/SST=1-SSE/SST.
R2体现了回归方程所能解释的因变量变差的比例
;1-R2则体现了因变量总变差中,回归方程所无法
解释的比例。
R2越接近于1,则说明回归平方和占了因变量总变
一元线性回归方程的检验
(三)回归方程的显著性检验:t检验 (4)计算t统计量的值和相伴概率p (5)判断:
相伴概率<=a:拒绝H0,即:回归系数与0有显著差异 ,自变量与因变量之间存在显著的线性关系,能够 较好的解释说明因变量的变化.反之,不能拒绝H0
(6)回归系数的区间估计
1 - 32
一元线性回归方程的检验
第四节__残差分析
第四节残差分析、预报和控制一、残差分析前面咱们介绍了线性回归方程的成立和查验。
在实际问题中,由于观察人员的粗心或偶然因素的干扰。
常会使咱们所取得的数据不完全靠得住, 即出现异样数据。
有时即便通过相关系数或F查验证明回归方程靠得住,也不能排除数据存在上述问题。
残差分析的目的就在于解决这一问题。
所谓残差是指实际观察值与回归估量值的差,即(2-1-26)显然,有多少对数据,就有多少个残差。
残差分析就是通过残差所提供的信息,分析出数据的靠得住性、周期性或其它干扰。
第一介绍如何检查异样数据。
异样数据是指与其它数据产生的条件有明显不同的数据,因此异样数据的残差会特别的大。
一旦发觉异样数据应及时剔除,用剩余数据从头成立回归方程,以提高回归方程的质量。
发觉异样数据主要从技术上找原因,当技术上无法找到原因时,就得借助于数理统计方式。
由数理统计方式能够证明(2-1-27) 或记为(2-1-28)这说明残差的方差D(e)是x的函数,且二者呈曲线关系。
以回归方程及方程和作图。
见方开泰《实用回归分析》P45图考虑到较小,当n较大时(2-1-29) 现在图中的两条曲线可近似于两条平行直线。
从而有(2-1-30) 或近似地(2-1-31)这表明,当n较大时y i落在图2-1-3的长条形带子中的概率约为95%,只要明白,就可以够取得残差的置信区域。
一般是未知的,通常常利用残差标准差来估量。
可用下式求得(2-1-32) 由此可得残差置信带(2-1-33)对残差在置信带之外的数据都要进行检查,以区别是不是是异样数据,若是是异样数据就要剔除掉。
此刻咱们对例1做残差检查。
由式(2-1-32)残差置信带为,。
计算5个实验点的预报值与残差值(见表2-1-4),并作出残差检查图(见图2-1-4)表2-1-4 例1的残差值图2-1-4 例1的残差图由图2-1-4可见,例1中全数数据的残差都在置信带内,没有异样数据。
除此之外,残差图还能够为咱们提供许多有效信息。
残差分析-数据分析PPT课件
一,穷举法
穷举法就是从与因变量有线性关系的所有可能 自变量的所有子集所拟合的回归方程中,按照一定 的准则选取最优的一个或几个。
下面是sas提供选择的几个穷举法的选取准则
(1) 复相关系数准则
写在最后
成功的基础在于好的学习习惯
The foundation of success lies in good habits
23
结束语
当你尽了自己的最大努力时,失败也是伟大的, 所以不要放弃,坚持就是正确的。
When You Do Your Best, Failure Is Great, So Don'T Give Up, Stick To The End
人们在建立线性回归模型时,会考虑用全部可能 的自变量建立回归方程,这样做的问题有 :
(1)会将一些对因变量影响很小甚至根本无影响 的自变量也包含在回归方程中,从而使计算量增加, 并会导致回归参数估计和因变量预测值的精度下降。
(2)自变量太多不利于应用回归方程对实际问题 做出合理的解释,也会造成数据收集和模型应用 代价的不必要的增大。
称为学生化残差,当n较大时,可认为其服从标 准正态分布。这是检验误差项独立同正态分布的基 础。
二、残差正态性的频率检验
残差正态性的频率检验是一种很直观的检验方法, 其基本思想是学生化残差落入一些范围的频率与标 准正态分布在相应范围内的概率做比较,若二者相 差较大,则认为残差(从而模型误差)不服从正态 分布。
在实际应用中,一般取几个具有代表性的区间进 行比较。例如(-1,1)(-1.5,1.5)(2,2)
残差分析初步—残差图
残差分析初步——残差图
2009年09月18日星期五 11:30
所有残差应在0左右随机波动,并且变化幅度在一条带内。
但由该图,我们却可以清楚地看到随着年龄的增长,残差变化幅度降低。
由此判定存在异方差现象,需要使用非线性的方法拟合。
2
a 线性关系成立。
b x加入二次方项
c 存在异方差,需要改变x形式
d 残差与时间t有关。
可能遗漏变量或者存在序列相关,需要引入变量。
3 是否需要引入时间t
下图e是残差,x是时间,即月份1到12。
4 、Standardized predicted values (*ZPRED), Standardized residuals (*ZRESID),
Source variable list. Lists the dependent variable (DEPENDNT) and the following predicted and residual variables: Standardized predicted values (*ZPRED), Standardized residuals (*ZRESID), Deleted residuals (*DRESID), Adjusted predicted values (*ADJPRED), Studentized residuals (*SRESID), Studentized deleted residuals (*SDRESID).
5、Durbin-Watson Test :检测回归分析中的残差项是否存在自相关。
残差分析1
§2.3 残差分析前面主要假设: 线性, 误差独立同正态分布. 问题1: 如何考察这些特点;问题2: 若不满足, 如何调整使其符合或近似符合. 方法: 从残差出发,分析误差项假定的合理性等特点1. 误差项的正态性检验第一章中介绍的正态性检验方法可用残差的检验.(1) 学生化残差(残差除于它的标准差的估计值) 若2~(,)N ε0I , 则残差向量()2ˆ~0,()N σ-εI H , 其中()1T T -=X X X X H , 由此可知 2ˆ~(0,(1)),1~i ii N h i n εσ-= 这里1()T T ii i i h -=x X X x (杠杆量)1,1(1,,,)T i i i p x x -=x易知2ˆV a r ()(1)i i i h εσ=-, 一般不等, 用2ˆMSE σ=代2σ, 标准化得ˆ,1~(1)i i ii r i n MSE h ε==⋅-当n 较大时, i r 近似地相互独立且服从~(0,1)N .(2) 残差正态性的频率检验基本思想:在一些范围内, 学生化残差频率≈标准正态频率. 设~(0,1)N ξ, 则 ξ(1,1)- ( 1.5,1.5)- (2,2)- P0.68 0.870.95若学生化残差i r 也有类似的结果, 则认可为正态. 例5 对例3, 检验误差正态性假定的合理性.解 调用proc reg(example2_5)过程, 得表2.6(略) 与(0,1)N 的概率类似. 无理由拒绝误差项正态假设.(3) 残差的正态QQ 图1) 学生化残差的正态QQ 图的做法(i) 将1,,n r r 由小到大排序(1)(),,n r r ;(ii) 计算1()0.3750.25i i q n Φ--⎡⎤=⎢⎥+⎣⎦;(iii) 描出点()()(,),1~i i q r i n =;2) 直观检验法若散点基本上在一直线上, 则认可误差为正态.3) 相关系数检验法 若()()122()()11()()ˆ1()()ni i i n n i i i i r r q q rr q q ρ===--=≈-⋅-∑∑∑ 则认可为正态.例6 对表2.6中学生化残差,作QQ 图,并分析合理性.解调用example2_6得QQ图, 大致在一直线上, 可认误差项为正态.2. 残差图分析y X或某序号等.纵坐标: 残差ˆ ; 横坐标: ˆ,j直观地判断合理性、有无必要引入交叉项、遗漏项SAS中主调用proc plot和proc gplot过程.(1) 以因变量Y 的拟合值为横坐标的残差图若关系确为线性且2~(,)N σε0I , 则ˆ=YHY 与 ˆ()=-εI H Y 不相关.(且相互独立),则显示为图(a).线性关系, 误差正态 误差的等方差性不符回归函数非线性(应有二次项) 可能遗漏了有线性关系的量(2) 以自变量观测值为横坐标的残差图情形与上类似.(3) 时序残差图较满意的仍是图2.2中的(a), 其他类似的含义.例7 根据例3和例5, 考察模型假定条件的合理性.都较合理3. Box-Cox 变换残分后,若不足,需改进,使其符“线回,独立,等方差”. 大多0Y >(或使其>0), 作()1Y Y λλλ-=, 待定0λ≠对12,,,n y y y , 作上述变换, 得()()()()12(,,,)T n y y y λλλλ=Y ,使()λ=+Y X βε, 2~(,)N σε0I用最大似然法求出λ. 参见[16], 转化为使()()1()(;)()(())T T T SSE I λλλλ-=-Z Z X X X X Z 达到最小, 其中()()()()12(,,)T n z z z λλλλ=Z ,1()()1n n i i i i z y y λλλ-=⎡⎤=∏⎢⎥⎣⎦,通过取一系列的λ,计算()(;)SSE λλZ ,比大小定λ.(注: 当0λ=时, ()ln YY λ=即可).例8 54位肝病人术前数据与术后生存时间如下表.(1) 若用线性回归模型拟合, 考察其各假设合理性;(2) 用Box-Cox变换,确定 ,再用“线回”的合理性? 解: 调用example2_8过程, 得(1) 由两图知, 直接拟合为0112244Y X X X ββββε=++++不很恰当(且ˆ0.8191ρ=相差较大). (2) 对Y 作Box-Cox 变换, 从()(;)SSE λλZ图知,取0.07λ=, 故作0.0710.07Y Z -= (表2.7最后一列)对Z 用线回拟合较好.拟合的0112244Z X X X ββββε=++++方差分析及参数估计结果如表2.8所示.实用中λ灵活选取. 还有其他诊断方法.。
推荐-23 残差分析 精品
proc reg data=examp2_5;
model y=x1-x3; output out=a p=predict r=resid h=h student=r ;
/* 输出结果集a,变量为因变 量拟合值、残差、杠杆量、学 生化残差,名称predict、 resid、h、r */ run;
data b; /* 建新数据ri
hii
1 33.2 32.464 0.735 0.464 0.183
2 40.3 38.373 1.926 1.133 0.058
3 38.7 38.798 -0.098 -0.060 0.131
4 46.8 43.491 3.308 1.958 0.070
<.0001
• x3
1
1.28894 0.29848 4.32
0.0003
• Xi(i=1,2,3) 对Y影响显著.
9
2.3.1误差项的正态性检验
表2.6 集b有关残差的SAS输出结果(MSE=3.0725)
------残差正态性的频率检验
序号 因变量 拟合值 残差 学生化残差 杠杆 量
Obs y predict resid r h
Box-Cox变换
➢参数选取
4
2.3.1误差项的正态性检验
检 验:ε ~ N (0, 2I) ˆ 2 MSE
一.工具---残差向量
εˆ (ˆ1,ˆ2,,ˆn) (y1 yˆ1, y2 yˆ2,, yn yˆn) Y Yˆ
如 ε ~ N(0, 2I) εˆ ~ N(0, 2(I H)) ˆi ~ N (0, 2 (1 hii ))
•
Sum of
Mean
• Source F
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^_
(y y)2
11
剩余平方和(residual sum of squares):即残差平方 和,不能用线性回归解释的部分
^
( y y)2
以上三部分的自由度分别为n-1,m和n-m-1。其 中,n为样本数,m为自变量数。 方差分析的假设为
一元线性回归:H0: =0 多元线性回归:
17
(3)残差的方差齐性检验 以上都是对残差的分析,称为残差分析。
残差分析还可以1)检出奇异点 2)评判预测效果。
(4)共线性诊断 •共线性(collinearity) •共线性的危害 •共线性的鉴别 容差(tolerance) 方差膨胀因子(variance inflation factor)
18
一元线性回归:
Q (yi yi )2 [ yi (a b xi )]2
多元线性回归:
Q (yi yi )2 [ yi (b0 b1 x1 b2 x2 bn xn )]2
9
一元线性回归时,计算比较简单:
b (x x) (y y) x y x y / n lxy
• 决定系数(determination coefficient)( R square)
^
R2
( y y)2
( y y)2
• 调整(校正)决定系数(adjusted R square)
R2
1
n 1
(1 R2 )
• 复相关系数R (multniplemcorrelation coefficient)
斜率) 回归系数的统计学意义是:自变量每变化一个单位,
应变量平均变化的单位数.
(3)ei是残差
3
因此直线回归方程的一般形式是:
^
yi a bxi
•
其中
^
yi
是应变量y的预测值或称估计值。
4
4、多元线性回归 多元线性回归方程模型为: yi=b0+b1x1i+b2x2i+…+bnxni+ei
其中 (1) b有0是时常,数人项们,称是它各为自本变底量值都。等于0时,应变量的估计值。 (2) bco1,effbic2i,en…t ),,b其n是统偏计回学归意系义数是(在pe其rt它ial所re有gr自es变sio量n 不变
5
多元线性回归方程的一般形式是:
^
yi b0 b1x1i b2 x2i bn xni
其中的符号含义同前。
6
三、理论假设
• 自变量x与应变量y之间存在线性关系; • 正态性:随机误差(即残差)e服从均值为 0,
方差为2的正态分布; • 等方差:对于所有的自变量x,残差e的条件方
差为2 ,且为常数; • 独立性:在给定21
九、线性回归分析的注意事项
• 应用条件 • 样本量 • 自变量的观察范围 • 分类/等级变量
22
谢谢!
23
线性回归分析
公共卫生学院
1
一. 前言
回归分析的目的:
设法找出变量间的依存(数量)关系, 用函数关系 式表达出来
2
二、基本概念
1、应变量(dependent variable) 2、自变量(independent variable)
3、一元线性回归 直线回归方程的模型是:yi=a+bxi+ei
其中 (1)a是截距 (2)b是回归系数(regression coefficient)(回归直线的
(x x)2
x2 ( x)2 / n lxx
a ybx y bx
n
n
多元线性回归时,比较复杂,一般需要用计算机 处理。
10
五、线性回归的检验
1、回归方程的检验 方差分析法:
应变量的总变异
_
( y y)2
可分解为 回归平方和(regression sum of squares):可用线
16
5、线性回归适用性检验 (1)回归模型残差的正态性检验 •残差的直方图 •残差的累积概率图(P-P图)
(2)回归模型残差的独立性检验 用Durbin--Watson检验,其参数称为Dw或D。 D的取值范围是0<D<4。其统计学意义为: D≈2,残差与自变量相互独立; D<2,残差与自变量正相关; D>2,残差与自变量负相关。
H1: 0
H0: 1= 2=…= m=0 H1: 1, 2,…, m中至少有一个不等于零 因此方差分析的结论是线性回归方程是否显著, 是否有意义。
12
2、回归/偏回归系数的检验 检验回归系数是否为零,每一个偏回归系数是
否为零。用t检验方法。 统计量
t bi sbi
自由度
v nm1
结论:回归/偏回归系数是否有意义,是否为零; 对应的自变量是否有意义。
件期望值为0(本假设又称零均值假设); • 无自相关性:各随机误差项e互不相关;
7
• 残差e与自变量x不相关:随机误差项e与相 应的自变量x不相关;
• 无共线性:自变量x之间相互独立.
8
四、回归方程的建立
• 散点图 • 奇异点(ouliers) • 最小二乘法(least square, LS) • 残差平方和(sum of squares for residuals)
六、自变量的选择
• 强迫引入法(Enter) • 强迫剔除法(Remove) • 前进法(Forward) • 后退法(Backward) • 逐步向前法(Forward stepwise) • 逐步向后法(Backward stepwise)
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七、线性回归的应用
• 预测 • 控制 • 鉴别影响因素
的情况下,某一自变量每变化一个单位,应变量平均 变化的单位数。 如就数果等,所于用有符0,参号b加b11,‘分,b析b2,2的’,…变…,量,b都nbn就是‘表变标示成准。了化标的准变化量偏,回这归时系b0 bi’= bi*sxi/sy 由量于的b相i’没对有作量用纲大,小因。此可以相互比较大小,反映自变 (3) ei是残差
13
3、常数项(截距)的检验
检验常数项(截距)是否为零。
用t检验方法。 一元线性回归:
H0: =0
H1: 0
a t
sa v n2
14
多元线性回归: H0: 0=0
H1: 00
t b0 sb0
v n m 1
15
4、模型的预测效果检验
亦称回归模型的拟合优度检验。检验回归模型 对样本数据的拟合程度。