一元线性回归方程的计算和检验
一元线性回归模型检验
对于所有样本点,则需考虑这些点与样本均值离 差的平方和,可以证明:
记:
总体平方和(Total Sum )2
回归平方和(Explained Sum of Squares)
三、一元线性回归模型的统计检验
1、拟合优度检验 2、变量的显著性检验 3、方差分析
回归分析是要通过样本所估计的参数来代替总体的真实 参数,或者说是用样本回归线代替总体回归线。
尽管从统计性质上已知,如果有足够多的重复抽样,参 数的估计值的期望(均值)就等于其总体的参数真值,但 在一次抽样中,估计值不一定就等于该真值。
R 2 ˆ12
xi2 (0.777)2 7425000 0.9766
yi2
4590020
注:可决系数是一个非负的统计量。它也是随着抽样 的不同而不同。为此,对可决系数的统计可靠性也应进行 检验,这将在第3章中进行。
2、变量的显著性检验
回归分析是要判断解释变量X 是否是被解释变量Y 的一个显著性的影响因素。
而Y 的第i个观测值与样本均值的离差 yt (Yt Y ) 可分解为两部分之和
yi Yi Y (Yi Yˆi ) (Yˆi Y ) ei yˆi
yˆt (Yˆt Y ) 是样本回归拟合值与观测值的平均值 之差,可认为是由回归直线解释的部分,称为可解释偏 差或回归偏差;
et (Yt Yˆi )是实际观测值与回归拟合值之差,是回 归直线不能解释的部分,称为残差或随机偏差;
那么,在一次抽样中,参数的估计值与真值的差异有多 大,是否显著,这就需要进一步进行统计检验。
主要包括拟合优度检验、变量的显著性检验及方差分析。
一元线性回归模型的统计检验
注意英文缩写的含义
TSS: Total Sum of Squares / 总离差平方和
RSS: Regression Sum of Squares / 回归平方和 Residual Sum of Squares / 残差平方和
ESS: Error Sum of Squares / 误差平方和(残差平方和) Explained Sum of Squares / 解释平方和(回归平方和)
(2)变量的显著性检验
对于最小二乘估计量ˆ1,已经知道它服从正态分布
ˆ1 ~ N(1,
2
xБайду номын сангаас2 )
由于真实的 2未知,在用它的无偏估计量ˆ 2
ei2 (n 2)替代时,可构造如下统计量
t ˆ1 1 ˆ1 1 ~ t(n 2)
ˆ 2 xi2
假设检验采用的是具有概率性质的反证法。先 假定原假设正确,然后根据样本信息,观察由此 假设而导致的结果是否合理,从而判断是否接受 原假设。判断结果合理与否,依据是小概率事件 原理。
假设检验的步骤: (1)提出原假设和备择假设; (2)根据已知条件选择检验统计量; (3)根据显著性水平确定拒绝域或临界值; (4)计算出统计量的样本值并作出判断。
其中X 和Y 分别是变量X与Y的样本均值。 r的取值范围是:[-1,1]
(4)样本可决系数与样本相关系数的关系 联系:
在数值上, 一元线性回归模型的样本可决系 数等于被解释变量与解释变量之间样本相关系数 的平方:
r2
yˆi2 yi2
ˆ12
xi2 yi2
( (
xi yi )2 xi2 )2
所以有
yi2 yˆi2 ei2
一元线性回归
12.9 一元线性回归以前我们所研究的函数关系是完全确定的,但在实际问题中,常常会遇到两个变量之间具有密切关系却又不能用一个确定的数学式子表达,这种非确定性的关系称为相关关系。
通过大量的试验和观察,用统计的方法找到试验结果的统计规律,这种方法称为回归分析。
一元回归分析是研究两个变量之间的相关关系的方法。
如果两个变量之间的关系是线性的,这就是一元线性回归问题。
一元线性回归问题主要分以下三个方面:(1)通过对大量试验数据的分析、处理,得到两个变量之间的经验公式即一元线性回归方程。
(2)对经验公式的可信程度进行检验,判断经验公式是否可信。
(3)利用已建立的经验公式,进行预测和控制。
12.9.1 一元线性回归方程 1.散点图与回归直线在一元线性回归分析里,主要是考察随机变量y 与普通变量x 之间的关系。
通过试验,可得到x 、y 的若干对实测数据,将这些数据在坐标系中描绘出来,所得到的图叫做散点图。
例1 在硝酸钠(NaNO 3)的溶解度试验中,测得在不同温度x (℃)下,溶解于100解 将每对观察值(x i ,y i )在直角坐标系中描出,得散点图如图12.11所示。
从图12.11可看出,这些点虽不在一条直线上,但都在一条直线附近。
于是,很自然会想到用一条直线来近似地表示x 与y 之间的关系,这条直线的方程就叫做y 对x 的一元线性回归方程。
设这条直线的方程为yˆ=a+bx 其中a 、b 叫做回归系数(y ˆ表示直线上y 的值与实际值y i 不同)。
图12.11下面是怎样确定a 和b ,使直线总的看来最靠近这几个点。
2.最小二乘法与回归方程在一次试验中,取得n 对数据(x i ,y i ),其中y i 是随机变量y 对应于x i 的观察值。
我们所要求的直线应该是使所有︱y i -yˆ︱之和最小的一条直线,其中i y ˆ=a+bx i 。
由于绝对值在处理上比较麻烦,所以用平方和来代替,即要求a 、b 的值使Q=21)ˆ(i ni iyy-∑=最小。
回归分析
回归系数,因此失去两个自由度。 回归系数,因此失去两个自由度。
♦
dfR=dfT-dfE=1
⑷.计算方差
♦ ♦
回归方差 残差方差
SS R MS R = df R
SS E MS E = df E
⑷.计算F ⑷.计算F值
MS R F= MS E
⑹.列回归方程的方差分析表
表21-1 回归方程方差分析表
变异 来源 回归 残差 总变异 平方和 自由度 方差 F 值 概率
♦
β=0 H0:β=0 H1:β≠0
♦
统计量计算
ΣX 2 − (ΣX ) / n bYX t= = bYX ⋅ SEb MS E
2
50520 − 710 2 / 10 = 1.22 × = 3.542 13.047
二.一元线性回归方程的评价── 二.一元线性回归方程的评价── 测定系数
♦
一元线性回归方程中, 一元线性回归方程中,总平方和等于回归平
2 2
SS R = SST
(21.5)
r2
X的变异
Y的变异
图21-1 21-
测定系数示意图
图21-2 21-
测定系数示意图
♦
例3:10名学生初一对初二年级数学成 10名学生初一对初二年级数学成
绩回归方程方差分析计算中得到: 绩回归方程方差分析计算中得到:
♦ SST=268.1
♦
2
SSR=163.724
数学成绩估计初二数学成绩的回归方程; 数学成绩估计初二数学成绩的回归方程;将另一 学生的初一数学成绩代入方程, 学生的初一数学成绩代入方程,估计其初二成绩
Y = 1.22 X − 14.32 = 1.22 × 76 − 14.32 = 78.4
一元线性回归
《土地利用规划学》一元线性回归分析学院:资源与环境学院班级:2013009姓名:x学号:201300926指导老师:x目录一、根据数据绘制散点图: (1)二、用最小二乘法确定回归直线方程的参数: (1)1)最小二乘法原理 (1)2)求回归直线方程的步骤 (3)三、回归模型的检验: (4)1)拟合优度检验(R2): (4)2)相关系数显著性检验: (5)3)回归方程的显著性检验(F 检验) (6)四、用excel进行回归分析 (7)五、总结 (15)一、根据数据绘制散点图:◎由上述数据,以销售额为y 轴(因变量),广告支出为X 轴(自变量)在EXCEL 可以绘制散点图如下图:◎从散点图的形态来看,广告支出与销售额之间似乎存在正的线性相关关系。
大致分布在某条直线附近。
所以假设回归方程为:x y βα+=二、用最小二乘法确定回归直线方程的参数: 1)最小二乘法原理年份 1.00 2.00 3.00 4.00 5.00 6.00 7.00 8.00 9.00 10.00 广告支出(万元)x 4.00 7.00 9.00 12.00 14.00 17.00 20.00 22.00 25.00 27.00销售额y7.00 12.00 17.00 20.00 23.00 26.00 29.00 32.00 35.00 40.00最小二乘法原理可以从一组测定的数据中寻求变量之间的依赖关系,这种函数关系称为经验公式。
考虑函数y=ax+b ,其中a,b 为待定常数。
如果Pi(xi,yi)(i=1,2,...,n )在一条直线上,则可以认为变量之间的关系为y=ax+b 。
但一般说来, 这些点不可能在同一直线上. 记Ei=yi-(axi+b),它反映了用直线y=ax+b 来描述x=xi ,y=yi 时,计算值y 与实际值yi 的偏差。
当然,要求偏差越小越好,但由于Ei 可正可负,所以不能认为当∑Ei=0时,函数y=ax+b 就好好地反应了变量之间的关系,因为可能每个偏差的绝对值都很大。
MATLAB一元线性回归方程的计算和检验
1. 从input 语句键盘输入一组数据(x i ,y i ),i=1,2,…n 。
2。
计算一元线性回归方程y=ax+b 的系数a 和b,用两种方法计算:一是公式:x a y b x x y y x x a iii -=---=∑∑,)())((2; 二是用最小二乘法的公式求出最小值点(a,b),使∑--=2)(min },(b ax y b a Q i i3。
检验回归方程是否有效(用F 分布检验)。
4. 把散列点(x i ,y i )和回归曲线y=ax+b 画在一个图上。
5. 每种计算法都要有计算框图,且每种计算法都要编成一个自定义函数。
function yiyuanclc;disp ('从键盘输入一组数据:');x=input ('please Input data x :’);y=input (’please Input data y:');disp(’一元线性回归的计算和检验:’);disp ('1。
公式法’);disp ('2.最小二乘');disp ('3.检验');disp(’0。
退出’);global a0 b0;while 3num=input ('选择求解的方法:');switch numcase 1[a0,b0]=huigui (x,y)case 2[a0,b0]=zxec (x ,y )case 3break;case 0return;otherwisedisp(’输入错误,请重先输入!');endendX=x';Y=y';X=[ones(size (X)),X ];alpha=0.5;[b ,bint ,e ,rint,stats ]=regress(Y ,X)if stats(3)〈alphadisp ('有效的x ’)endn=[min(x):0.1:max(x )];f=a0*n+b0;xlabel(’x','b');ylabel('y’,’r’);legend('散点’,’k');end%..。
一元线性回归分析
S xx xi2 nx 2 218500 10 1452 8250 S xy xi yi nx y 101570 10 145 67.3
i 1
3985 ˆ S xy 3985 0.483 b S xx 8250 ˆ ˆ a y xb 67.3 145 0.483 2.735
这里45.394>2.306,即|t|值在H0的拒绝域内,故 拒绝H0 ,说明回归效果是显著的。 b的置信度为0.95(=0.05)的置信区间为 0.934 0.934 (b, b ) 0.483 2.306 , 0.483 2.306 8250 8250
i 1 n 2 n
2
ˆ ˆ yi y yi yi
i 1 i 1
2
S回 Qe
18
线性回归的方差分析
回归平方和
残差平方和
ˆ S回 yi y
i 1 n
n
2
ˆ Qe yi yi
i 1
2
Syy自由度为n-1, Qe自由度为n-2, S回自由度为1
平方和 1924.6 7.5 1932.1
自由度
均方
F比
回归 残差 总和
1 8 9
1924.6 0.94
2047.4
30
对=0.01,查出F0.01(1,8)=11.26 因为2047.3 >>11.26,所以回归效果是 非常显著的。
六、利用回归方程进行预报(预测) 回归问题中Y是随机变量,x是普通 变量。回归方程 y a bx 是Y对x的依赖 ˆ ˆ ˆ 关系的一个估计。对给定的x值,用回归 方程确定Y的值,叫预报。
2.3 一元线性回归模型的统计检 ...
2、度量拟合优度的指标—可决系数R2统计量
根据上述的关系,可以用 R 2 = ESS = 1 RSS TSS TSS (2.3.3)
称 R2 为(样本)可决系数/判定系数(coefficient of determination)。 可决系数的特点: • 取值范围:[0,1] • 随抽样波动,样本可决系数是随抽样而变动的随
2 2 2 i
X )(Yi Y )
估计标准误差的评价标准:s越大,回归直线精度越 低;s越小,则回归直线精度越高,代表性越好。当 s=0时,表示所有的样本点都落在回归直线上,解释 变量与被解释变量之间表现为函数关系。
ˆi = 1.7568 + 0.7574 X i 的估计标准误差 例3 计算回归直线 Y
合程度?
因为在一个特定的条件下做的最好的并不一定就 是高质量的,普通最小二乘法所保证的最好拟合是同 一个问题内部的比较,拟合优度检验结果所表示的优 劣是不同问题之间的比较。如前页图是由散点表示的 样本观测值的最小二乘估计结果,对于每个问题它们 都满足残差的平方和最小,但是二者对样本观测值的 拟合程度显然是不同的。 拟合优度的度量建立在对总离差分解的基础
反映由模型中解释变量所解释的那部分离差的大小;
RSS = ei 2 = (Yi ˆYi ) 2
残差平方和(Residual Sum of Squares )
反映样本观测值与估计值偏离的大小,也是模型中解 释变量未解释的那部分离差的大小;
则(2.3.2)式可以表示成为: TSS=ESS+RSS Y的观测值围绕其均值的总离差(total variation) 可分解为两部分:一部分来自回归线(ESS),另一部 分则来自随机势力(RSS)。 在给定样本中,TSS不变, 如果实际观测点离样本回归线越近,则ESS在TSS 中占的比重越大,因此 拟合优度:回归平方和ESS/Y的总离差TSS
一元线性回归解法总结
一元线性回归手工法:⎪⎩⎪⎨⎧−−=−=22110ˆˆˆx x y x xy x y βββ 或 ()()()∑∑==−−−=ni ini i ix xy y x x1211ˆβini i n i ini ini iy x n xy x n x y n y x n x ∑∑∑∑========1122111111 此时可以令Y Y y X X x i i i i −=−= , (离差)则∑∑=21ˆiii xy x β(经验)回归方程为: )(ˆˆˆˆ110x x y x y −+=+=βββ 程序法:1.确定回归系数的点估计值:b=regress( Y , X ) 对一元线性回归,取p =1即可01ˆˆˆp b βββ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦M 12n Y Y Y Y ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎣⎦M 111212122212111...p p n n np x x x x x x X x x x ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦L L M M M M程序数据的输入可以参考如下:x=[143 145 146 147 149 150 153 154 155 156 157 158 159 160 162 164]'; X=[ones(16,1) x];Y=[88 85 88 91 92 93 93 95 96 98 97 96 98 99 100 102]';2.回归分析及检验:[b,bint,r,rint,stats]=regress(Y ,X)b,bint,stats得结果:b = bint =-16.0730 -33.7071 1.5612 0.7194 0.6047 0.8340 stats =0.9282 180.9531 0.0000即7194.0ˆ,073.16ˆ10=−=ββ;0ˆβ的置信区间为[-33.7017,1.5612], 1ˆβ的置信区间为[0.6047,0.834]; r 2=0.9282, F =180.9531, p =0.0000 p <0.05, 可知回归模型 y =-16.073+0.7194x 成立.这个程序可以进行,第一步的拟合优度与相关系数检验, 第三步的方程的整体性检验(F 检验) ,因此第一步的拟合优度 r 平方已算出就根据 r 2 =1意味着完全拟合,r 2 =0意味着被解释变量与解释变量之间没有线性关系,0< r 2 <1时,r 2越接近于1拟合效果越好。
一元线性回归
一元线性回归一、一元线性回归模型的数学形式εββ++=x y 10 对两边求数学期望和方差得:i i x y E 10)(ββ+=,2)var(σ=i y 随机变量y 的期望不等,方差相等,因而i y 是独立随机变量,但并不同分布,而i ε是独立同分布的随机变量。
估计参数1ˆβ在实际应用中表示自变量x 每增加一个单位时因变量y 平均增加数量。
一元回归的一般形式用矩阵表示:⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡=n y y y y 21,⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡=n x x x x 21111,⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡=n εεεε 21,⎥⎦⎤⎢⎣⎡=10βββ,模型表示有:⎪⎩⎪⎨⎧I ==+=n E x y 2)var(0)(σεεεβ 其中n I 为n 阶单位矩阵。
二、参数估计需注意,极大似然估计是在),0(~2σεN i 的正态分布假设下求得的,而最小二乘估计则对分布假设没有要求,另外,n y y y ,,,21 是独立的正态分布样本,但并不是同分布的,期望值i i x y E 10)(ββ+=不相等。
三、最小二乘估计的性质1、线性性:估计量10ˆ,ˆββ为随机变量i y 的线性函数2、无偏性:yˆ,ˆ,ˆ01ββ是y ,,01ββ无偏估计 3、10ˆ,ˆββ的方差∑∑∑===-=⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡--=nj jini n j j i x x y x x x x 12212121)()var()()ˆvar(σβ,21220)()(1)ˆvar(σβ⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎣⎡-+=∑=ni i x x x n从上面两个式子可以看出,要想使10,ββ的估计值10ˆ,ˆββ更稳定,在收集数据时,就应该考虑x 的取值尽可能分散一些,不要挤在一块,样本量应尽可能大一些,样本量n 太小时估计量的稳定性肯定不会太好。
从))(1,(~ˆ2200σββ⎥⎦⎤⎢⎣⎡+xxL x nN ;),(~ˆ211xxL N σββ;其中∑=-=ni ixx x xL 12)(可以得到:210)ˆ,ˆcov(σββxxL x -=,在x =0时,10ˆ,ˆββ的协方差为0,此时10ˆ,ˆββ不相关,在正态假定下独立;在≠x 0时不独立。
§2.3 一元线性回归模型的统计检验
( β$i t α × s β$ , β$i + t α × s β$ )
2 i 2 i
在上述收入-消费支出例中,如果给定α =0.01, 在上述收入-消费支出例中,如果给定α =0.01, 收入 例中 查表得: 查表得:
t α (n 2) = t0.005 (8) = 3.355
2
1
由于
S β = 0.042
βi βi s β
i
~ t ( n 2)
P(tα < t < tα ) = 1α
2 2
即
P(t α <
2
β$i βi
s β$
i
< tα ) = 1 α
2
$ tα ×s <β <β +tα ×s ) =1α $ P(β $ $ i i i β β
2 i 2 i
(1- 的置信度下, (1-α)的置信度下, βi的置信区间是
可构造如下t 对于一元线性回归方程中的β0,可构造如下 统计量进行显著性检验: 统计量进行显著性检验:
t=
β0 β0 2 ∑Xi2 n∑xi2 σ
=
β0 Sβ
0
~ t(n 2)
在上述收入-消费支出例中,首先计算σ 在上述收入-消费支出例中,首先计算σ2的估计值 收入 例中
σ2 = ei2 ∑ n 2 = (yi y)2 β12 ∑(xi x)2 ∑ n 2 =13402
§2.3 一元线性回归模型的统 计检验
一、拟合优度检验 二、变量的显著性检验 三、参数的置信区间
一、拟合优度检验
含义: 含义:对样本回归直线与样本观测值之 间拟合程度的检验。 间拟合程度的检验。 指标:判定系数(可决系数) 指标:判定系数(可决系数)R2
一元线性回归的F检验
一元线性回归效果的显著性检验(F检验法)前面我们给出了一元回归直线方程的求解即一元线性回归中未知参数的最小二乘估计.那么这条回归直线对观测数据(x i,y i) (i=1,2,…,n) 拟合的程度如何?是否真正体现x、y 之间的这种线性关系,这就需要对回归效果的好坏进行检验.这种检验是评价方程对总体的代表性的所谓线性关系的显著性检验.检验x与y是否具有线性关系,以及它们之间的密切程度,这就是回归直线方程的效果检验所要解决的问题.由一元线性回归的数学模型可知,一元线性回归的数学模型是y=a+bx+εε~N(0, σ2)即随机变量y的数学期望是自变量x的线性函数,然而这样的假设是否合理呢?若在y=a+bx+ε中b=0,说明x的变化对y没有影响,这时回归方程就不能近似地描述变量x与y之间的关系,因此为了判断x与y之间是否存在线性关系,只需检验假设:H0:b=0此问题也称为线性回归方程的显著性检验问题.我们要根据观测数据(x i,y i) (i=1,2,…,n)作出拒绝或接受原假设b=0的判断.拒绝原假设才能确认我们的线性回归模型是合理的,接受原假设表示不能认为x、y之间有线性相关关系.如何构造统计量来检验这个假设问题呢?我们先把变量y的离差平方和予以分解.(点击此处看分解过程)=Q+U其中是回归值与其平均值的离差平方和,而,可以把看成是由于x的变化而引起的y值变化,因此称之为回归平方和;反映的是观测值与回归值之间的离差平方和,它表示除x对y的线性影响之外的一切因素引起的y值的变化,称之为误差平方和或残差平方和.而∴数学上我们可以证明,当H0为真时,统计量~F(1, n-2).对于给定的显著性水平α,查自由度为(1,n-2)的F分布临界值表,可得临界值Fα(1, n-2) 使得.其拒绝域为W={F>Fα(1, n-2)}.例在某大学一年级新生体检表中,随机抽取10张,得到10名大学生的身高(x)和体重(y)的数据如下,试求体重关于身高的线性回归方程,并检验回归方程的显著性(α=0.05)?身高x i/cm 体重y i/kg 身高x i/cm 体重y i/kg162 170 166 158 174 51545247631661671701731685955605754解.根据表中数据,列出下列计算表. 回归直线方程的计算步骤(I)i x i y i x i2y i 2x i y i1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Σ1621701661581741661671701731681674515452476359556057545522624428900275562496430276275562788928900299292822428043826012916270422093969348130253600324929163067082629180863274261096297949185102009861907292574,,,,,∴,.因此线性回归方程为:.下面我们来检验身高x与体重y之间是否具有显著的线性关系.根据题意,我们作假设H0: b=0 . n=10 ,,,∴.对于给定的α=0.05,查F分布临界值表得到临界值:F0.05(1, 8)=5.32.显然,F0=19.12> F0.05(1, 8)=5.32,故拒绝H0,即由F检验法可知,身高x与体重y 之间的线性关系是显著的,且它们之间的关系为:.。
一元线性回归模型的统计检验
时间序列数据预测技巧
平稳性检验
在进行时间序列数据预测前,需要进行平稳 性检验,以确保数据满足回归模型的前提假 设。
差分法
对于非平稳时间序列数据,可以通过差分法将其转 化为平稳序列,再进行回归预测。
自回归模型
利用时间序列数据自身的历史信息进行预测 ,可以构建自回归模型进行拟合和预测。
因果关系推断注意事项
均方误差(Mean Squared Er…
衡量模型预测值与实际值之间差异的平均值。
均方根误差(Root Mean Squa…
均方误差的平方根,用于衡量模型预测误差的大小。
02 回归系数显著性检验
t检验原理及应用
t检验基本原理
在一元线性回归模型中,t检验用 于检验回归系数的显著性,即检 验自变量对因变量的影响是否显
05 预测及应用场景拓展
预测区间构建方法
1 2
利用回归方程和估计的方差
通过回归方程得到预测值,再结合估计的方差计 算置信区间,从而构建预测区间。
自助法(Bootstrap) 通过自助抽样生成大量样本数据,计算每个样本 的预测值并获取其分布,进而确定预测区间。
3
贝叶斯方法
在贝叶斯框架下,通过设定先验分布和似然函数, 利用后验分布进行预测区间的构建。
置信区间估计与解释
对回归系数进行置信区间估计,解释 估计结果的含义和实际应用价值。
03 残差分析与诊断
残差图绘制及解读技巧
绘制残差图
以预测值为横轴,残差为纵轴, 绘制散点图观察残差分布情况。
解读残差图
观察残差是否随机分布在零线附 近,判断模型是否满足线性、同 方差等假设。
异常值、影响点识别与处理策略
拉格朗日乘数检验
从统计学看线性回归(2)——一元线性回归方程的显著性检验
从统计学看线性回归(2)——⼀元线性回归⽅程的显著性检验⽬录1. σ2 的估计2. 回归⽅程的显著性检验 t 检验(回归系数的检验) F 检验(回归⽅程的检验) 相关系数的显著性检验 样本决定系数 三种检验的关系⼀、σ2 的估计 因为假设检验以及构造与回归模型有关的区间估计都需要σ2的估计量,所以先对σ2作估计。
通过残差平⽅和(误差平⽅和)(1)(⽤到和,其中)⼜∵(2)∴(3)其中为响应变量观测值的校正平⽅和。
残差平⽅和有n-2 个⾃由度,因为两个⾃由度与得到的估计值与相关。
(4)(公式(4)在《线性回归分析导论》附录C.3有证明)∴σ2的⽆偏估计量:(5)为残差均⽅,的平⽅根称为回归标准误差,与响应变量y 具有相同的单位。
因为σ2取决于残差平⽅和,所以任何对模型误差假设的违背或对模型形式的误设都可能严重破坏σ2的估计值的实⽤性。
因为由回归模型残差算得,称σ2的估计值是模型依赖的。
⼆、回归⽅程的显著性检验 ⽬的:检验是否真正描述了变量 y 与 x 之间的统计规律性。
假设:正态性假设(⽅便检验计算)1. t 检验 ⽤t 检验来检验回归系数的显著性。
采⽤的假设如下:原假设 H0:β1 = 0 (x 与 y 不存在线性关系)对⽴假设 H1:β1 ≠ 0 回归系数的显著性检验就是要检验⾃变量 x 对因变量 y 的影响程度是否显著。
下⾯我们分析接受和拒绝原假设的意义。
(1)接受 H0:β1 = 0 (x 与 y 不存在线性关系) 此时有两种情况,⼀种是⽆论 x 取值如何, y 都在⼀条⽔平线上下波动,即,如下图1,另⼀种情况为, x 与 y 之间存在关系,但不是线性关系,如图2。
图 1图 2 (2)拒绝 H0:β1 = 0 (x 对解释 y 的⽅差是有⽤的) 拒绝原假设也有两种情况,⼀种是直线模型就是合适的,如图 3,另⼀种情况为存在 x 对 y 的线性影响,也可通过 x 的⾼阶多项式得到更好的结果,如图 4。
一元线性回归方程
n
n
避免其偏离差(有正误差、负误差)相互抵消,采用偏离差平方和 Q(a ,b) ( yi yi )2
i 1
i 1
( yi a bxi )2(也称残差平方和)来刻画观测值(xi ,yi )与直线 y a bx 的偏离程度 . 一般
所说的回归直线就是使 Q(a ,b) 最小的直线,求所需回归直线的截距和斜率,就转化成了求使
Lxx (4)写出回归(估计)方程 y a bx .
一元线性回归方程
1.2 线性相关关系的显著性检验
从以上建立回归直线方程的过程不难看出,用最小二乘法所建立的回归直线方程,只是通 过一组样本观察值 (xi ,yi ) (i 1,2 , ,n) 来建立的 . 变量 x 与 y 之间是否存在线性关系,或者 其线性关系是否显著,还需进行检验.常用的线性相关关系的显著性检验有两种方法,即 F 检 验法和相关系数检验法 . 在此仅介绍相关系数检验法 .
0, 0.
即nan b a i1 xi
n
n
xi yi ,
i 1
i 1
n
n
b xi2 xi
i 1
i 1
yi
,取
x
y
1 n 1 n
n
i 1 n
i 1
xi , yi .
一元线性回归方程
n
n
n
n xi yi xi yi
n
xi yi nx y
b
解之得
i 1
,
即Q(a ,b) Lyy (1 R2 ) .
一元线性回归方程
n
n
因为Q(a ,b) ( yi yi )2 0 ,Lyy ( yi y)2 0 ,
i 1
计量经济学的2.3 一元线性回归模型的统计检验
ˆ ˆ P( ) 1
如果存在这样一个区间,称之为置信区间 (confidence interval); 1-称为置信系数(置信度) (confidence coefficient), 称为显著性水平(level of significance)(或犯第I类错误的概率,即拒真的概 率);置信区间的端点称为置信限(confidence limit) 或临界值(critical values)。置信区间以外的区间称 4 为临界域
由于置信区间一定程度地给出了样本参数估计 值与总体参数真值的“接近”程度,因此置信区间 越小越好。 (i t s , i t s )
2 i 2 i
要缩小置信区间,需要减小 (1)增大样本容量n,因为在同样的置信水平 下, n越大,t分布表中的临界值越小;同时,增大样本 容量,还可使样本参数估计量的标准差减小;
5
如何构造参数值的估计区间? 通过构造已知分布的统计量
6
构造统计量(1)
回顾: 在正态性假定下
以上统计量服从自由度为n-2的x2分布,n为样本量
7
构造统计量(2)
ˆ ˆ 0 和 1 服从正态分布
ˆ E ( 0 )= 0
ˆ E ( 1 )=1
Var 0) (ˆ
X
i 1 n i 1
§2.3 一元线性回归模型的统 计检验
一、参数的区间估计 二、拟合优度检验 三、参数的假设检验 (对教材内容作了扩充)
1
一、参数的区间估计
参数的两种估计:点估计和区间估计
点估计
通过样本数据得到参数的一个估计值。
(如:最小二乘估计、最大似然估计)
点估计不足:
(1)点估计给出在给定样本下估计出的参数的可能取值,但 它并没有指出在一次抽样中样本参数值到底离总体参数的真 值有多“近”。 (2)虽然在重复抽样中估计值的均值可能会等于真值,但由 于抽样波动,单一估计值很可能不同于真值。 2
计量经济学 第二章 一元线性回归模型
计量经济学第二章一元线性回归模型第二章一元线性回归模型第一节一元线性回归模型及其古典假定第二节参数估计第三节最小二乘估计量的统计特性第四节统计显著性检验第五节预测与控制第一节回归模型的一般描述(1)确定性关系或函数关系:变量之间有唯一确定性的函数关系。
其一般表现形式为:一、回归模型的一般形式变量间的关系经济变量之间的关系,大体可分为两类:(2.1)(2)统计关系或相关关系:变量之间为非确定性依赖关系。
其一般表现形式为:(2.2)例如:函数关系:圆面积S =统计依赖关系/统计相关关系:若x和y之间确有因果关系,则称(2.2)为总体回归模型,x(一个或几个)为自变量(或解释变量或外生变量),y为因变量(或被解释变量或内生变量),u为随机项,是没有包含在模型中的自变量和其他一些随机因素对y的总影响。
一般说来,随机项来自以下几个方面:1、变量的省略。
由于人们认识的局限不能穷尽所有的影响因素或由于受时间、费用、数据质量等制约而没有引入模型之中的对被解释变量有一定影响的自变量。
2、统计误差。
数据搜集中由于计量、计算、记录等导致的登记误差;或由样本信息推断总体信息时产生的代表性误差。
3、模型的设定误差。
如在模型构造时,非线性关系用线性模型描述了;复杂关系用简单模型描述了;此非线性关系用彼非线性模型描述了等等。
4、随机误差。
被解释变量还受一些不可控制的众多的、细小的偶然因素的影响。
若相互依赖的变量间没有因果关系,则称其有相关关系。
对变量间统计关系的分析主要是通过相关分析、方差分析或回归分析(regression analysis)来完成的。
他们各有特点、职责和分析范围。
相关分析和方差分析本身虽然可以独立的进行某些方面的数量分析,但在大多数情况下,则是和回归分析结合在一起,进行综合分析,作为回归分析方法的补充。
回归分析(regression analysis)是研究一个变量关于另一个(些)变量的具体依赖关系的计算方法和理论。
第2节 一元线性回归效果的显著性检验
Y
yi
yˆ aˆ bˆx
yi yˆ i
yi y
y
yˆ i y
o
xi
X
3
yi y ( yˆ i y) ( yi yˆ i )
由于 aˆ y bˆx , 即 y aˆ bˆx , 因此有
n
n
( yˆ i y)( yi yˆ i ) (aˆ bˆxi y)( yi aˆ bˆxi )
独立的随机变量,且都服从零均值同方差的正态分布,
即 i ~ N (a bxi , 2 ) ( 2 是与 x 无关的未知数),
可以证明,
E(bˆ) b, E(aˆ) a, E( Q ) 2 ,
n2
即aˆ, bˆ, Q 分别是a, b, 2 的无偏估计量,
n 2
记 S2 Q . n2
12
如 b 0,则Y a , 说明x 对 Y 没有线性影响,
i 1
又 yˆ i 是回归直线上的纵坐标,因此,yˆ1, yˆ 2 , yˆ n 的
分散性来源于 x1 , x2 , xn 的分散性 , 它是通过 x 对 Y
的相关关系引起的,因此 U 称为回归平方和. 6
n
n
U ( yˆ i y)2 , Q ( yi yˆ i )2 , l yy U Q .
税收总额 Y
1
142.08
3.93
2
177.31
5.96
3
204.68
7.85
4
242.88
9.82
5
316.24
12.51
6
341.99
15.55
7
332.69
一元线性回归方程检验
r 0, b 0
r 0, b 0
四、一元线性回归方程检验
(一)离差平方和的分解 1.总平方和(SST) 2.回归平方和(SSR) 反映由于 x 与 y 之间的线性关系引起的 y 的 取值变化,也称为可解释的平方和。 3.残差平方和(SSE) 反映除 x 以外的其他因素对y 取值的影响, 也称为不可解释的平方和或剩余平方和。
2018/10/3
例:P254 某地区居民货币收入和社会商品零售额资料 如下,试计算其相关系数,并作相关判别? 单位:亿元 年份 居民货币收入 社会商品零售额 1 2 3 4 5 6 7 8
12 13 14 15 14 16 18 20 10 12 12 13 13 14 15 17
2018/10/3
①据公式计算相关系数r;
②根据给定的显著水平查相关系数表(见p316), 得临界值r ( n 2)
③判别:若 r r ( n 2) 表明x与y线性关系显著, 检验通过;反之表明x与y线性相关关系不显著。
2018/10/3
(三)估计标准误差
是因变量各实际值与其估计值之间的平均 差异程度,表明其估计值对各实际值代表性的 强。其值越小,回归方程的代表性越强,用回 归方程估计或预测的结果越准确。可从一方面 反映回归模型拟合的优劣状况。
ˆ 0 y y ˆ ) min (y y
2
nxy xy b nx 2 (x) 2 a y b x y b x n n 2018/10/3
例: 某地区居民货币 收入和社会商品零 售额资料如下,试 拟合社会商品零售 额依居民货币收入 变动的线性方程? (单位:亿元 )
2018/10/3
(二)按相关关系涉及变量的多少 1、单相关:一个变量对另一个变量的相关关 系。 如只研究农物产量与施肥量间的关系。 2、复相关:一个变量对两个或多个变量的相 关关系,称复相关。 如研究农物产量与施肥量、降雨量间的关 系。 3、偏相关:一个变量与多个变量相关时,假 定其他变量不变,只研究其中两个变量之间的 相关关系,称偏相关。
第二节一元线性回归分析
第二节一元线性回归分析本节主要内容:回归是分析变量之间关系类型的方法,按照变量之间的关系,回归分析分为:线性回归分析和非线性回归分析。
本节研究的是线性回归,即如何通过统计模型反映两个变量之间的线性依存关系.回归分析的主要内容:1.从样本数据出发,确定变量之间的数学关系式;2.估计回归模型参数;3.对确定的关系式进行各种统计检验,并从影响某一特定变量的诸多变量中找出影响显著的变量。
一、一元线性回归模型:一元线性模型是指两个变量x、y之间的直线因果关系。
理论回归模型:理论回归模型中的参数是未知的,但是在观察中我们通常用样本观察值估计参数值,通常用分别表示的估计值,即称回归估计模型:回归估计模型:二、模型参数估计:用最小二乘法估计:【例3】实测某地四周岁至十一岁女孩的七个年龄组的平均身高(单位:厘米)如下表所示某地女孩身高的实测数据建立身高与年龄的线性回归方程。
根据上面公式求出b0=80。
84,b1=4。
68。
三.回归系数的含义(2)回归方程中的两个回归系数,其中b0为回归直线的启动值,在相关图上变现为x=0时,纵轴上的一个点,称为y截距;b1是回归直线的斜率,它是自变量(x)每变动一个单位量时,因变量(y)的平均变化量。
(3)回归系数b1的取值有正负号。
如果b1为正值,则表示两个变量为正相关关系,如果b1为负值,则表示两个变量为负相关关系。
[例题·判断题]回归系数b的符号与相关系数r的符号,可以相同也可以不同.( )答案:错误解析:回归系数b的符号与相关系数r的符号是相同的=a+bx,b<0,则x与y之间的相关系数( )[例题·判断题]在回归直线yca。
r=0 b.r=1 c。
0<r〈1 d.—1<r〈0答案:d解析:b〈0,则x与y之间的相关系数为负即—1〈r〈0[例题·单选题]回归系数和相关系数的符号是一致的,其符号均可用来判断现象( )a。
线性相关还是非线性相关 b.正相关还是负相关c。
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一元线性回归方程的计算和检验
(1) 从键盘输入一组数据(x i ,y i ),i=1,2,…n 。
(2) 计算一元线性回归方程y=ax+b 的系数a 和b ,用两种方法计算: 一是公式:x a y b x x y y x x a i
i
i -=---=∑∑,)())((2
; 二是用最小二乘法的公式求出最小值点(a,b ),使
∑--=2)(min },(b ax y b a Q i i .
(3) 检验回归方程是否有效(用F 分布检验)。
(4) 把散列点(x i ,y i )和回归曲线y=ax+b 画在一个图上。
(5) 每种计算法都要有计算框图,且每种计算法都要编成一个自定义函数。
程序:
function yiyuanhuigui
clc;
disp('从键盘输入一组数据:');
x=input('X 的数(以向量形式输入):');
y=input('Y 的数(以向量形式输入):');
disp('一元线性回归方程的计算和检验:');
disp('1、公式法');
disp('2、最小二乘法');
disp('3、检验并画图');
disp('0、退出');
global a0 b0;
while 3
num=input('选择求解一元回归方程的方法:');
switch num
case 1
[a0,b0]=huigui(x,y)
case 2
[a0,b0]=zxec(x,y)
case 3
break;
case 0
return;
otherwise
disp('输入错误,请重新输入!');
end
end
X=x';Y=y';
X=[ones(size(X)),X];alpha=0.5;
%输出向量b ,bint 为回归系数估计值和它们的置信区间;
%r1,rint 为残差及其置信区间,stats 是用于检验回归模型的统计量,第一个是R^2,其中R %是相关系数,第二个是F 统计量值,第三个是与统计量F 对应的概率P ,第四个是估计误
差方差
[b,bint,e,rint,stats]=regress(Y,X)
if stats(3)<alpha %当P<α时拒绝H0,回归模型成立disp('一元回归方程有效!');
end
n=[min(x):0.1:max(x)];
f=a0*n+b0;
plot(x,y,'b.',n,f,'r'),grid on,hold on; %画出散列点和一元线性回归图像xlabel('x');ylabel('y');legend('散列点','一元线性回归图像');
title('散列点和一元线性回归图像');
end
%*****************************公式法
function [a0,b0]=huigui(x,y)
n=length(x);
x1=0;y1=0;
for i=1:n
x1=x1+x(i);
y1=y1+y(i);
end
x0=x1/n; %求得平均
y0=y1/n;
a1=0;a2=0;
for j=1:n
a1=a1+(x(j)-x0)*(y(j)-y0);
a2=a2+(x(j)-x0)*(x(j)-x0);
end
a0=a1/a2;
b0=y0-a0*x0;
x2=min(x):0.05:max(x);
y2=a0*x2+b0;
end
%***************************** 最小二乘法
function [a0,b0]=zxec(x,y)
m=length(x);
R=[x' ones(m,1)];a=R\y';
a0=a(1);b0=a(2);
end。