多元线性回归的统计检验
多元线性回归模型的统计检验
上的线性关系不显著。
12ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
❖F检验只是把模型作为一个整体，对总体 线性关系进行检验；
❖方程在总体上存在显著的线性关系 每个解释变量对被解释变量都具有显著影响
❖还应对模型中的各个解释变量进行显著性 检验，以决定它们是否应当作为解释变量 被保留在模型之中。
可决系数R2 ESS 1 RSS
TSS
TSS
R2越接近于1，模型的拟合效果越好。
2
问题
❖ 如果在模型中增加一个解释变量，R2往往会 增大（Why?）
❖ 容易产生错觉：要使模型拟合得好，只要增 加解释变量即可。
❖ 但实际上，通过增加解释变量引起的R2的增 大与拟合好坏无关。
❖ R2度量模型拟合效果失真，R2需调整 。
9
若H0 成立，则有：
F
ESS / k
RSS /n k
1
~
F (k
,
n
k
1)
由样本数据求出F统计量的值。
（3）给定显著性水平，查表得到临界
值F(k , n-k-1)。
10
F检验的拒绝域
f (F)
1-
F F
11
（4）比较、判断 ❖ 若F F (k , n-k-1)，拒绝H0，接受H1 ，模型
开关
类型，尽量选择平头
键
类的按键，以防按键
下陷。
2.开关按键和塑胶按
F检验的思想来自于TSS的分解： TSS = ESS + RSS
其中，ESS表示X对Y的线性作用结果。
考虑比值：ESS / RSS 如果这个比值较大，则X对Y的解释程 度较高，可认为二者在总体上存在线性 关系；
多元线性回归模型的各种检验方法
对多元线性回归模型的各种检验方法对于形如u X X X Y k k +++++=ββββ 22110 （1）的回归模型，我们可能需要对其实施如下的检验中的一种或几种检验：一、 对单个总体参数的假设检验：t 检验在这种检验中，我们需要对模型中的某个（总体）参数是否满足虚拟假设0H ：j j a =β，做出具有统计意义（即带有一定的置信度）的检验，其中j a 为某个给定的已知数。
特别是，当j a =0时，称为参数的（狭义意义上的）显著性检验。
如果拒绝0H ，说明解释变量j X 对被解释变量Y 具有显著的线性影响，估计值j βˆ才敢使用；反之，说明解释变量j X 对被解释变量Y 不具有显著的线性影响，估计值j βˆ对我们就没有意义。
具体检验方法如下：（1） 给定虚拟假设 0H ：j j a =β；（2） 计算统计量 )ˆ(ˆ)ˆ()(ˆjj j j j j Se a Se E t βββββ-=-= 的数值； 11ˆ)ˆ(++-==j j jj jj j C C Se 1T X)(X ，其中σβ（3） 在给定的显著水平α下（α不能大于1.0即10%，也即我们不能在置信度小于90%以下的前提下做结论），查出双尾t （1--k n ）分布的临界值2/αt ；（4） 如果出现 2/αt t >的情况，检验结论为拒绝0H ；反之，无法拒绝0H 。
t 检验方法的关键是统计量 )ˆ(ˆj jj Se t βββ-=必须服从已知的t 分布函数。
什么情况或条件下才会这样呢？这需要我们建立的模型满足如下的条件（或假定）：（1） 随机抽样性。
我们有一个含n 次观测的随机样(){}n i Y X X X i ik i i ,,2,1:,,,,21 =。
这保证了误差u 自身的随机性，即无自相关性，0))())(((=--j j i i u E u u E u Cov 。
（2） 条件期望值为0。
给定解释变量的任何值，误差u 的期望值为零。
多元线性回归模型检验
多元线性回归模型检验引言多元线性回归是一种常用的统计分析方法，用于研究两个或多个自变量对目标变量的影响。
在应用多元线性回归前，我们需要确保所建立的模型符合一定的假设，并进行模型检验，以保证结果的可靠性和准确性。
本文将介绍多元线性回归模型的几个常见检验方法，并通过实例进行说明。
一、多元线性回归模型多元线性回归模型的一般形式可以表示为：$$Y = \\beta_0 + \\beta_1X_1 + \\beta_2X_2 + \\ldots + \\beta_pX_p +\\varepsilon$$其中，Y为目标变量，$X_1,X_2,\\ldots,X_p$为自变量，$\\beta_0,\\beta_1,\\beta_2,\\ldots,\\beta_p$为模型的回归系数，$\\varepsilon$为误差项。
多元线性回归模型的目标是通过调整回归系数，使得模型预测值和实际观测值之间的误差最小化。
二、多元线性回归模型检验在进行多元线性回归分析时，我们需要对所建立的模型进行检验，以验证假设是否成立。
常用的多元线性回归模型检验方法包括：1. 假设检验多元线性回归模型的假设包括：线性关系假设、误差项独立同分布假设、误差项方差齐性假设和误差项正态分布假设。
我们可以通过假设检验来验证这些假设的成立情况。
•线性关系假设检验：通过F检验或t检验对回归系数的显著性进行检验，以确定自变量与目标变量之间是否存在线性关系。
•误差项独立同分布假设检验：通过Durbin-Watson检验、Ljung-Box 检验等统计检验，判断误差项是否具有自相关性。
•误差项方差齐性假设检验：通过Cochrane-Orcutt检验、White检验等统计检验，判断误差项的方差是否齐性。
•误差项正态分布假设检验：通过残差的正态概率图和Shapiro-Wilk 检验等方法，检验误差项是否满足正态分布假设。
2. 多重共线性检验多重共线性是指在多元线性回归模型中，自变量之间存在高度相关性的情况。
多元线性回归模型的各种检验方法
对多元线性回归模型的各种检验方法对于形如u X X X Y k k +++++=ββββΛΛ22110 （1）的回归模型，我们可能需要对其实施如下的检验中的一种或几种检验：一、 对单个总体参数的假设检验：t 检验在这种检验中，我们需要对模型中的某个（总体）参数是否满足虚拟假设0H ：j j a =β，做出具有统计意义（即带有一定的置信度）的检验，其中j a 为某个给定的已知数。
特别是，当j a =0时，称为参数的（狭义意义上的）显著性检验。
如果拒绝0H ，说明解释变量j X 对被解释变量Y 具有显著的线性影响，估计值j βˆ才敢使用；反之，说明解释变量j X 对被解释变量Y 不具有显著的线性影响，估计值j βˆ对我们就没有意义。
具体检验方法如下：（1） 给定虚拟假设 0H ：j j a =β；（2） 计算统计量 )ˆ(ˆ)ˆ()(ˆjj j j j j Se a Se E t βββββ-=-= 的数值； 11ˆ)ˆ(++-==j j jj jj j C C Se 1T X)(X ，其中σβ（3） 在给定的显著水平α下（α不能大于1.0即10%，也即我们不能在置信度小于90%以下的前提下做结论），查出双尾t （1--k n ）分布的临界值2/αt ；（4） 如果出现 2/αt t >的情况，检验结论为拒绝0H ；反之，无法拒绝0H 。
t 检验方法的关键是统计量 )ˆ(ˆj jj Se t βββ-=必须服从已知的t 分布函数。
什么情况或条件下才会这样呢？这需要我们建立的模型满足如下的条件（或假定）：（1） 随机抽样性。
我们有一个含n 次观测的随机样(){}n i Y X X X i ik i i ,,2,1:,,,,21ΛΛ=。
这保证了误差u 自身的随机性，即无自相关性，0))())(((=--j j i i u E u u E u Cov 。
（2） 条件期望值为0。
给定解释变量的任何值，误差u 的期望值为零。
多元线性回归模型的各种检验方法
多元线性回归模型的各种检验方法多元线性回归模型是常用于数据分析和预测的方法，它可以用于研究多个自变量与因变量之间的关系。
然而，仅仅使用多元线性回归模型进行参数估计是不够的，我们还需要对模型进行各种检验以确保模型的可靠性和有效性。
下面将介绍一些常用的多元线性回归模型的检验方法。
首先是模型的整体显著性检验。
在多元线性回归模型中，我们希望知道所构建的模型是否能够显著解释因变量的变异。
常见的整体显著性检验方法有F检验和显著性检查表。
F检验是通过比较回归模型的回归平方和和残差平方和的比值来对模型的整体显著性进行检验。
若F值大于一定的临界值，则可以拒绝原假设，即模型具有整体显著性。
通常，临界值是根据置信水平和自由度来确定的。
显著性检查表是一种常用的汇总表格，它可以提供关于回归模型的显著性水平、标准误差、置信区间和显著性因素的信息。
通过查找显著性检查表，我们可以评估模型的显著性。
其次是模型的参数估计检验。
在多元线性回归模型中，我们希望知道每个自变量对因变量的影响是否显著。
通常使用t检验来对模型的参数估计进行检验。
t检验是通过对模型的回归系数进行检验来评估自变量的影响是否显著。
与F检验类似，t检验也是基于假设检验原理，通过比较t值和临界值来决定是否拒绝原假设。
通常，临界值可以通过t分布表或计算机软件来获取。
另外，我们还可以使用相关系数来评估模型的拟合程度。
相关系数可以用来衡量自变量与因变量之间的线性关系强度，常见的相关系数包括Pearson相关系数和Spearman相关系数。
Pearson相关系数适用于自变量和因变量都是连续变量的情况，它衡量的是两个变量之间的线性关系强度。
取值范围为-1到1，绝对值越接近1表示关系越强。
Spearman相关系数适用于自变量和因变量至少有一个是有序变量或者都是有序变量的情况，它衡量的是两个变量之间的单调关系强度。
取值范围也是-1到1，绝对值越接近1表示关系越强。
最后，我们还可以使用残差分析来评估模型的拟合程度和误差分布。
经济统计学中的多元线性回归分析
经济统计学中的多元线性回归分析经济统计学是研究经济现象的一门学科，通过对经济数据的收集、整理和分析，帮助我们了解经济运行规律和预测未来走势。
而多元线性回归分析是经济统计学中一种常用的分析方法，用来研究多个自变量对一个因变量的影响程度。
多元线性回归分析的基本原理是通过建立一个数学模型，来描述自变量与因变量之间的关系。
在经济统计学中，自变量通常是影响经济现象的各种因素，如GDP、通货膨胀率、利率等；而因变量则是我们想要研究的经济现象本身，比如消费水平、投资额等。
通过多元线性回归分析，我们可以了解各个因素对经济现象的贡献程度，从而更好地理解和预测经济运行情况。
在进行多元线性回归分析之前，我们首先需要收集相关的数据。
这些数据可以通过各种途径获得，如调查问卷、统计年鉴、金融报表等。
然后，我们需要对数据进行整理和清洗，以确保数据的准确性和可靠性。
接下来，我们可以使用统计软件，如SPSS、Excel等，来进行回归分析。
多元线性回归分析的核心是建立回归模型。
回归模型可以用数学公式表示为：Y = β0 + β1X1 + β2X2 + ... + βnXn + ε，其中Y表示因变量，X1、X2、...、Xn表示自变量，β0、β1、β2、...、βn表示回归系数，ε表示误差项。
回归系数表示自变量对因变量的影响程度，而误差项则代表模型无法解释的部分。
在建立回归模型之后，我们需要进行模型的检验和解释。
模型检验可以通过各种统计指标来进行，如R方、调整R方、F统计量等。
R方表示回归模型对因变量变异的解释程度，数值越接近1，说明模型的拟合程度越好。
F统计量则表示回归模型的整体显著性，数值越大，说明模型的拟合程度越好。
除了模型检验，我们还可以通过回归系数的显著性检验来解释模型。
回归系数的显著性检验可以通过计算t值和p值来进行。
t值表示回归系数与零之间的差异程度，而p值则表示这种差异是否显著。
一般来说，当p值小于0.05时，我们可以认为回归系数是显著的，即自变量对因变量的影响是存在的。
9.3-spss多元回归分析教案
n
n
(yˆi y)2
(yi yˆ)2
R2
i1 n
ห้องสมุดไป่ตู้
1
i1 n
(yi y)2
(yi y)2
i1
i1
说明：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。Spss中
1、多重共线性分析（仅多元回归分析检验）
多重共线性是指解释变量之间存在线性相关关系的现象，该现象的 存在会导致：有可能回归方程的F统计量高度显著，而每个t统计量不显 著，严重影响回归效果。测度多重共线性一般有以下方式：
（spass操作：分析-回归-线性-在统计量对话框中选共线性分析） 1、容差越大则与方程中其他自变量的共线性越低,应进入方程. 具有太小容
分布在对角线上，可以判断残差服从正态分布。
2、检验残差的独立性（DW检验）。
n
(et et1)2
DW检验用来检验残差的自相关。 DW t2 n
2(1)
检验统计量为：
et2
t2
◇判断：DW=2表示无自相关，在0-2之间说明存在正自相关，在2-4之
间说明存在负的自相关。一般情况下，DW值在1.5-2.5之间即可说明
残差是指由回归方程计算得到的预测值与实际样本值之间的差距，定
义为： e i y i y ˆ i y i ( 0 1 x 1 2 x 2 . .p x . p )
对于线性回归分析来讲，如果方程能够较好的反映被解释变量的特征 和规律性，那么残差序列中应不包含明显的规律性。
3.3多元线性回归模型的检验
即所有解释变量联合起来对被解释变量的影响不显著
备择假设 H1 : j ( j = 1,2,k) 不全为0。
回归方程的显著性检验（F-检验）
建立F统计量:
F = ES S (k −1) = RSS (n − k)
(Yˆi (Yi
− Y )2 − Yˆi )2
（j=1,2,……k）
与备择假设 ： H1 : j 0
构造统计量t为：
t*
=
ˆ j − j
^
SE
(
ˆ
j
)
=
ˆ
ˆ j
c jj
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
~ t(n − k)
给定显著性水平α，查t分布表，得临界值 t 2 (n − k)
回归参数的显著性检验（t-检验）
如t的绝对值大于t 临界值，就拒绝H0 而不拒绝H1
即认为解释变量 Xj对被 解释变量Y的影响是显著的
3.3多元线性回归模型的检验
多元线性回归模型的检验
一、拟合优度检验
定义：在一元线性回归模型中，我们用可决系数R2来衡 量估计的模型对观测值的拟合程度。
拟合优度检验
在多元回归中这一比值称为多重可决系数
用 R2 表示
多元线性回归中 Y 的变差分解式为 TSS = RSS + ESS
拟合优度检验
回归平方和 ESS 越大，残差平方和 RSS就越小，被解释 变量观测值总变差中能由解释变量解释的那部分变差就越大， 模型对观测数据的拟合程度就越高。
如果计算的F值小于临界值 ，则不拒绝零假设，说明回归 模型没有显著意义，即所有解释变量联合起来对Y没有显著影 响。
方程显著性检验
计量经济学 )多元线性回归模型的统计检验
ˆ) 0 X i1 (Yi Y i
ˆ) 0 X i 2 (Yi Y i
… X (Y Y ˆ) 0 ik i i
所以 从而
ˆ )(Y ˆ Y ) 0 (Y Y
i i
ˆ ) 2 (Y ˆ Y )2 (Y Y ) (Y Y i i i i
解释的那部分离差的大小。
• 那么，TSS、ESS、RSS之间存在的如下关系：
总离差平方和 = 回归平方和 + 残差平方和
TSS
=
ESS
+
RSS
关于TSS=ESS+ RSS的证明过程（教材P73） 证明： 将TSS，即总离差平方和进行分解：
ˆ ) (Y ˆ Y )) 2 TSS (Y Y ) 2 ((Y Y
• 拟合优度检验：检验模型对样本观测值的拟合 程度。
• 在一元回归模型中，拟合优度检验是通过构造 一个可以表征拟合程度的统计量R2来实现。
• 在多元回归模型中，也可以用该统计量来衡量 样本回归线对样本观测值的拟合程度。
总离差平方和、回归平方和及残差平方和
• 定义
TSS (Y Y ) 2
i
2 ˆ y i
y
2 i
1
yi
ei
2 2
检验模型的拟合优度。 R2叫做多重可决系数，也简称为可决系数或判定系数。
毫无疑问，R2越接近于1，模型的拟合优度越高。 但是在应用过程中人们发现，如果在模型中增加一个解释变量， 那么模型的回归平方和随之增大，从而R2也随之增大。 这就给人一个错觉：要使模型拟合得好，就必须增加解释变量。 所以，用来检验拟合优度的统计量必须能够防止这种倾向。
说 明
多元线性回归模型的统计检验
2、t检验
设计原假设与备择假设：
H0：i=0 H1：i0
（i=1,2…k）
给定显著性水平，可得到临界值t/2(n-k-1)，由
样本求出统计量t的数值，通过
|t| t/2(n-k-1) 或 |t|t/2(n-k-1)
来拒绝或接受原假设H0，从而判定对应的解释变量是
否应包括在模型中。
注意：一元线性回归中，t检验与F检验一致
因此，必须对每个解释变量进行显著性检验，以 决定是否作为解释变量被保留在模型中。
这一检验是由对变量的 t 检验完成的。
1、t统计量
由于
以cii表示矩阵(X’X)-1 主对角线上的第i个元素，于 是参数估计量的方差为：
其中2为随机误差项的方差，在实际计算时 ，用它的估计量代替:
因此，可构造如下t统计量
给定显著性水平 =0.05，查分布表，得到临界值 ：
一元例：F(1,21)=4.32
二元例： F(2,19)=3.52
显然有 F F(k,n-k-1) 即二个模型的线性关系在95%的水平下显著成立。
2、关于拟合优度检验与方程显著性检验 关系的讨论
由 R2 1RS/S(nk1) 与
TS/S(n1)
可推出：
在中国居民人均收入-消费支出二元模型例中, 给定=0.05，查表得临界值：t0.025(19)=2.093
从回归计算中已得到：
计算得参数的置信区间：
0 ：(44.284, 197.116) 1 ： (0.0937, 0.3489 ) 2 ：(0.0951, 0.8080)
如何才能缩小置信区间？
•增大样本容量n，因为在同样的样本容量下，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；
多元线性回归模型的各种检验方法
对多元线性回归模型的各种检验方法对于形如u X X X Y k k +++++=ββββ 22110 （1） 的回归模型，我们可能需要对其实施如下的检验中的一种或几种检验：一、 对单个总体参数的假设检验：t 检验在这种检验中，我们需要对模型中的某个（总体）参数是否满足虚拟假设0H ：j j a =β，做出具有统计意义（即带有一定的置信度）的检验，其中j a 为某个给定的已知数。
特别是，当j a =0时，称为参数的（狭义意义上的）显著性检验。
如果拒绝0H ，说明解释变量j X 对被解释变量Y 具有显著的线性影响，估计值j βˆ才敢使用；反之，说明解释变量j X 对被解释变量Y 不具有显著的线性影响，估计值j βˆ对我们就没有意义。
具体检验方法如下：（1） 给定虚拟假设 0H ：j j a =β；（2） 计算统计量 )ˆ(ˆ)ˆ()(ˆjj j j j j Se a Se E t βββββ-=-= 的数值； 11ˆ)ˆ(++-==j j jj jj j C C Se 1T X)(X ，其中σβ（3） 在给定的显著水平α下（α不能大于1.0即 10%，也即我们不能在置信度小于90%以下的前提下做结论），查出双尾t （1--k n ）分布的临界值2/αt ；（4） 如果出现 2/αt t >的情况，检验结论为拒绝0H ；反之，无法拒绝0H 。
t 检验方法的关键是统计量 )ˆ(ˆj jj Se t βββ-=必须服从已知的t 分布函数。
什么情况或条件下才会这样呢？这需要我们建立的模型满足如下的条件（或假定）：（1） 随机抽样性。
我们有一个含n 次观测的随机样(){}n i Y X X X i ik i i ,,2,1:,,,,21 =。
这保证了误差u 自身的随机性，即无自相关性，0))())(((=--j j i i u E u u E u Cov 。
（2） 条件期望值为0。
给定解释变量的任何值，误差u 的期望值为零。
多元线性回归模型的公式和参数估计方法以及如何进行统计推断和假设检验
多元线性回归模型的公式和参数估计方法以及如何进行统计推断和假设检验多元线性回归模型是一种常用的统计分析方法，它在研究多个自变量与一个因变量之间的关系时具有重要的应用价值。
本文将介绍多元线性回归模型的公式和参数估计方法，并讨论如何进行统计推断和假设检验。
一、多元线性回归模型的公式多元线性回归模型的一般形式如下：Y = β0 + β1X1 + β2X2 + ... + βkXk + ε其中，Y表示因变量，X1至Xk表示自变量，β0至βk表示模型的参数，ε表示误差项。
在多元线性回归模型中，我们希望通过样本数据对模型的参数进行估计，从而得到一个拟合度较好的回归方程。
常用的参数估计方法有最小二乘法。
二、参数估计方法：最小二乘法最小二乘法是一种常用的参数估计方法，通过最小化观测值与模型预测值之间的残差平方和来估计模型的参数。
参数估计的公式如下：β = (X^T*X)^(-1)*X^T*Y其中，β表示参数矩阵，X表示自变量的矩阵，Y表示因变量的矩阵。
三、统计推断和假设检验在进行多元线性回归分析时，我们经常需要对模型进行统计推断和假设检验，以验证模型的有效性和可靠性。
统计推断是通过对模型参数的估计，来对总体参数进行推断。
常用的统计推断方法包括置信区间和假设检验。
1. 置信区间：置信区间可以用来估计总体参数的范围，它是一个包含总体参数真值的区间。
2. 假设检验：假设检验用于检验总体参数的假设是否成立。
常见的假设检验方法有t检验和F检验。
在多元线性回归模型中，通常我们希望检验各个自变量对因变量的影响是否显著，以及模型整体的拟合程度是否良好。
对于各个自变量的影响，我们可以通过假设检验来判断相应参数的显著性。
通常使用的是t检验，检验自变量对应参数是否显著不等于零。
对于整体模型的拟合程度，可以使用F检验来判断模型的显著性。
F检验可以判断模型中的自变量是否存在显著的线性组合对因变量的影响。
在进行假设检验时，我们需要设定显著性水平，通常是α=0.05。
多元线性回归模型检验
多元线性回归模型检验引言多元线性回归模型是一种常用的统计分析方法，用于研究多个自变量与因变量之间的关系。
在建立多元线性回归模型后，我们需要对其进行一系列的检验，以确保模型的准确性和可靠性。
本文将介绍多元线性回归模型的检验方法。
模型假设在进行多元线性回归模型检验前，我们首先需要明确模型所假设的条件。
多元线性回归模型假设以下几个条件：1.线性关系：自变量和因变量之间存在线性关系。
2.独立性：不同自变量之间相互独立。
3.同方差性：模型的误差项在自变量的每个取值下具有相同的方差。
4.正态性：误差项服从正态分布。
多元线性回归模型检验方法1. 相关系数检验在建立多元线性回归模型时，我们首先需要对自变量和因变量之间的相关关系进行检验。
常用的方法是计算各个自变量和因变量之间的相关系数，并通过假设检验确定其显著性。
2. 模型整体显著性检验在多元线性回归模型中，我们需要判断整体回归关系是否显著。
常用的方法是计算模型的F统计量，并通过显著性检验确定其结果。
F统计量的计算公式如下：$$ F = \\frac{(SSR/k)}{(SSE/(n-k-1))} $$其中，SSR为回归平方和，k为模型自变量个数，SSE为误差平方和，n为样本的观测值个数。
F统计量服从自由度为k和n-k-1的F分布。
3. 自变量的显著性检验除了整体显著性检验外，我们还可以对每个自变量进行显著性检验，以确定其对因变量的贡献程度。
常用的方法是计算自变量的t统计量，并通过显著性检验确定其结果。
t统计量的计算公式如下：$$ t = \\frac{\\hat{\\beta_j}}{\\sqrt{MSE \\cdot (X^TX)^{-1}_{jj}}} $$其中，$\\hat{\\beta_j}$为第j个自变量的估计系数，MSE为均方误差，(X T X)jj−1为自变量矩阵X的逆矩阵元素。
4. 模型的拟合度检验除了检验自变量的显著性外，我们还需要评估模型的拟合度。
计量经济学第三章第3节多元线性回归模型的显著性检验
当增加一个对被解释变量有较大影响的解释变量时， 残差平方和减小的比n-k-1 减小的更显著，拟合优度 就增大，这时就可以考虑将该变量放进模型。 如果增加一个对被解释变量没有多大影响的解释变量， 残差平方和减小没有n-k-1减小的显著，拟合优度会减 小，其说明模型中不应该引入这个不重要的解释变量， 可以将其剔除。
在对话框中输入：
y c x y(-1)
y c x y(-1) y(-2)
字母之间用空格分隔。 注：滞后变量不需重新形成新的时间序列，软件 自动运算实现，k期滞后变量，用y(-k)表示。
• 使用k期滞后变量，数据将损失k个样本观察值， 例如：
序号 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 y 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Y(-1) Y(-2) Y(-3)
2
2
2
*赤池信息准则和施瓦茨准则
• 为了比较所含解释变量个数不同的多元回归模型的 拟合优度，常用的标准还有: 赤池信息准则（Akaike information criterion, AIC） e e 2( k 1) AIC ln n n 施瓦茨准则（Schwarz criterion，SC）
一元、二元模型的系数均大于0，符合经济意义，三元模型 系数的符号与经济意义不符。 用一元回归模型的预测值是1758.7，二元回归模型的预测值 是1767.4，2001年的实际值是1782.2。一元、二元模型预测 的绝对误差分别是23.5、14.8。
3) 三个模型的拟合优度与残差
二元：R2 =0.9954，E2 ei2 13405 三元：R2 =0.9957，E3 ei2 9707
746.5 788.3
多元线性回归模型的各种检验方法
对多元线性回归模型的各种检验方法对于形如LL uYXXX??????????k11k220）（1的回归模型，我们可能需要对其实施如下的检验中的一种或几种检验：一、对单个总体参数的假设检验：t检验在这种检验中，我们需要对模型中的某个（总体）?a?：，做出具有统计意参数是否满足虚拟假设H jj0a义（即带有一定的置信度）的检验，其中为某个给ja=0定的已知数。
特别是，当时，称为参数的（狭义j意义上的）显著性检验。
如果拒绝，说明解释变量H0Y?X具有显著的线性影响，估计值对被解释变量才?j jX Y不具对被解释变量敢使用；反之，说明解释变量j??对我们就没有意义。
具有显著的线性影响，估计值j体检验方法如下：a?；：）给定虚拟假设1（H?jj01．??a??E()???j j jj?t???的数值；计算统计量）（2(Se)Se)(??j j??1T?中，其X)?(XSe()?CC??1j?1jj jj j?j??0.1即（3）在给定的显著水平下（不能大于以下的前提下做90%，也即我们不能在置信度小于10%t；）t（分布的临界值双结论），查出尾1k?n??2/t?t的情况，检验结论为拒绝4）如果出现（?2/H H。
；反之，无法拒绝00????jj?t必须服从已检验方法的关键是统计量t?(Se)?j t分布函数。
什么情况或条件下才会这样呢？这需知的：要我们建立的模型满足如下的条件（或假定）n次观测的随机）随机抽样性。
我们有一个含（1????LL,X,X,nX,:1,2,,Yi?样。
这保证了误i1i i2iku差2．自身的随机性，即无自相关性，Cov(u?E(u))(u?E(u))?0。
jiji （2）条件期望值为0。
给定解释变量的任何值，误差u的期望值为零。
即有L,X)?,X,0E(uX k21L,,XX,X这也保证了误差独立于解释变量，即21uE(u)?0模型中的解释变量是外生性的，也使得。
(3）不存在完全共线性。
《应用回归分析 》---多元线性回归分析实验报告
《应用回归分析》---多元线性回归分析实验报告
二、实验步骤：
1、计算出增广的样本相关矩阵
2、给出回归方程
Y=-65.074+2.689*腰围+（-0.078*体重）3、对所得回归方程做拟合优度检验
4、对回归方程做显著性检验
5、对回归系数做显著性检验
三、实验结果分析：
1、计算出增广的样本相关矩阵相关矩阵
2、给出回归方程
回归方程：Y=-65.074+2.689*腰围+（-0.078*体重）
3、对所得回归方程做拟合优度检验
由表可知x与y的决定性系数为r2=0.800,说明模型的你和效果一般，x与y 线性相关系数为R=0.894，说明x与y有较显著的线性关系，当F=33.931，显著性Sig.p=0.000，说明回归方程显著
4、对回归方程做显著性检验
5、对回归系数做显著性检验
Beta的t检验统计量t=-6.254，对应p的值接近0，说明体重和体内脂肪比重对腰围数据有显著影响
6、结合回归方程对该问题做一些基本分析
从上面的分析过程中可以看出腰围和脂肪比重以及腰围和体重的相关性都是很大的，通过检验可以看出回归方程、回归系数也很显著。
其次可以观察到腰围、脂肪比重、体重的数据都是服从正态分布的。
多元线性回归模型的参数估计与显著性检验
多元线性回归模型的参数估计与显著性检验多元线性回归模型是一种常用的统计分析方法，用于研究多个自变量与一个因变量之间的关系。
在进行多元线性回归时，我们希望通过估计模型的参数来描述自变量与因变量之间的关系，并通过显著性检验来确定这种关系是否存在。
一、多元线性回归模型多元线性回归模型可以用如下的数学表达式表示：Y = β0 + β1*X1 + β2*X2 + ... + βn*Xn + ε其中，Y表示因变量（被解释变量），X1、X2、...、Xn表示自变量（解释变量），β0、β1、β2、...、βn表示回归方程的参数，ε表示误差项。
二、参数估计在多元线性回归中，我们需要通过样本数据来估计回归方程的参数。
最常用的估计方法是最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS），它通过最小化观测值与回归方程预测值之间的残差平方和来确定参数的估计值。
具体而言，最小二乘法的目标是选择参数的估计值，使得残差平方和最小化。
为了得到参数的估计值，可以使用矩阵形式的正规方程来求解，即：β = (X'X)-1X'Y其中，β是参数的估计值，X是自变量矩阵，Y是因变量向量，X'表示X的转置，-1表示逆矩阵。
三、显著性检验在进行多元线性回归时，我们通常希望确定自变量与因变量之间的关系是否显著存在。
为了进行显著性检验，我们需要计算模型的显著性水平（p-value）。
常见的显著性检验方法包括F检验和t检验。
F检验用于判断整体回归模型的显著性，而t检验用于判断单个自变量对因变量的显著性影响。
F检验的假设为：H0：模型中所有自变量的系数均为零（即自变量对因变量没有显著影响）H1：模型中至少存在一个自变量的系数不为零在进行F检验时，我们计算模型的F统计量，然后与临界值进行比较。
若F统计量大于临界值，则拒绝原假设，认为回归模型显著。
而t检验的假设为：H0：自变量的系数为零（即自变量对因变量没有显著影响）H1：自变量的系数不为零在进行t检验时，我们计算各个自变量系数的t统计量，然后与临界值进行比较。
多元线性回归模型的统计检验
我们所要进行的统计检验包括两个方面，一方面检验回归方程对样本数据的拟合程度，通过可决系数来分析；另一方面检验回归方程的显著性，通过假设检验对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立作出推断，包括对回归方程线性关系的检验和对回归系数显著性的检验。
一、拟合优度检验
Testing the Simulation Level
变量显著性检验即对回归系数的显著性进行检验，如果变量是显著的，那么回归系数应该显著地不为0。于是，在变量显著性检验中设计的原假设为：
H0：i=0
而备择假设为：
H1: i0
其中 的下角标i，在一元回归模型中取值1：
在二元回归模型中取值1、2。
可见，Ｆ与R2同向变化：当R2 ＝０时，Ｆ＝０；当R2=时，Ｆ为无穷大；R2越大，Ｆ值也越大。
因此，Ｆ检验是所估计回归总显著性的一个度量，也
是对
的一个显著性检验。即：
检验原假设
，等价于检验
Back
9、静夜四无邻，荒居旧业贫。。10、雨中黄叶树，灯下白头人。。11、以我独沈久，愧君相见频。。12、故人江海别，几度隔山川。。13、乍见翻疑梦，相悲各问年。。14、他乡生白发，旧国见青山。。15、比不了得就不比，得不到的就不要。。。16、行动出成果，工作出财富。。17、做前，能够环视四周；做时，你只能或者最好沿着以脚为起点的射线向前。。9、没有失败，只有暂时停止成功！。10、很多事情努力了未必有结果，但是不努力却什么改变也没有。。11、成功就是日复一日那一点点小小努力的积累。。12、世间成事，不求其绝对圆满，留一份不足，可得无限完美。。13、不知香积寺，数里入云峰。。14、意志坚强的人能把世界放在手中像泥块一样任意揉捏。15、楚塞三湘接，荆门九派通。。。16、少年十五二十时，步行夺得胡马骑。。17、空山新雨后，天气晚来秋。。9、杨柳散和风，青山澹吾虑。。10、阅读一切好书如同和过去最杰出的人谈话。11、越是没有本领的就越加自命不凡。12、越是无能的人，越喜欢挑剔别人的错儿。13、知人者智，自知者明。胜人者有力，自胜者强。14、意志坚强的人能把世界放在手中像泥块一样任意揉捏。15、最具挑战性的挑战莫过于提升自我。。16、业余生活要有意义，不要越轨。17、一个人即使已登上顶峰，也仍要自强不息。
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βj
βj −βj
S
βj
=
βj −βj
e′e c jj n − k −1
t (n − k − 1)
t 检验
在变量显著性检验中，针对 设计的原假设和备择 Xj 假设为：
H0 : β j = 0
给定一个显著性水平α，得到临界值 根据： t > t (n − k − 1)拒绝原假设H
α
0 2
H1：β j ≠ 0
n −1 R = 1 − (1 − R ) n − k −1
2 2
2.方程总体线性的显著性检验（F检验）
方程显著性F检验的模型：
Yi = β 0 + β1 X 1i + β 2 X 2i + ... + β k X ki + u i
检验参数 βk 是否显著为零。 按照假设检验的原理和程序，原假设与备择假 设：
F > Fα (k , n − k − 1)拒绝原假设H 0 F ≤ Fα (k , n − k − 1)接受原假设H 0
拟合优度与F检验关系1
不同点 1.拟合优度：从已经估计的模型出发，检验它对 样本观测值得拟合程度 2.F检验：从样本观测值出发检验模型总体的线 性关系的显著性。 联系 模型对样本的观测值拟合程度高，模型总体线 性关系的显著性就强
多元线性回归模型的统计检验
1、拟合优度检验 2、方程总体线性的显著性检验（F检验） 3、变量的显著性检验（t检验）
1.拟合优度检验
可决系数与调整可决系数 总离差平方和TSS,回归平方和ESS，残差平方和 RSS
TSS = ∑ Yi − Y
(
)
2
ESS = ∑ Y i − Y
拟合优度与F检验关系2
两个统计量之间的关系式：
n −1 R = 1− n − k − 1 − kF
2
或者
F= R (1 − R )
2 2
k
(n − k − 1)
变量的显著性检验（ t 检验）
多元线性回归模型，方程的总体线性关系式显 著的，并不能说明每个解释变量对被解释变量 的影响都是显著的。因此必须对每个解释变量 进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被 保留在模型中。
t 统计量ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
参数估计量的方差：
Cov( β ) = σ 2 ( X ′X ) −1
c jj表示矩阵 XX)−1主对角线上的第j个元素。 ( ′ 2 2 σ 是随机干扰项的方差，实际计算中用 σ 代
替。 β j 服从正态分布如下：
N ( β j , σ 2 c jj )
t=
Var ( β j ) = σ 2 c jj
2
RSS = ∑ Yi − Yi
2
TSS = RSS + ESS
可决系数
回归平方和占总离差的比重即是衡量样本回归 线对样本观测值得拟合程度。
ESS RSS R = = 1− TSS TSS
2
R 越接近1，模型的拟合程度越高
2
可决系数的问题
在实际应用中发现，如果模型中每增加一个解 释变量， 2 往往随之增大。 R 原因：残差平方和往往随着解释变量个数的增 加和减少，至少不会增加。 因此，在多元回归模型之家比较拟合优度， 2 R 不是一个合适的指标。
H 0:：β1 =0，β 2 =0，...,β k =0 H1 : β j ( j = 1, 2,..., k )不全为零
F检验
在原假设H0:成立的条件下，统计量：
F = E SS R SS k ( n − k − 1)
服从自由度（k,n-k-1）的F分布。 给定显著性水平α，比较 Fα与F值大小：
tα
2
t ≤ tα (n − k − 1)接受原假设H 0
2
注意
没有绝对的显著性水平。关键仍然是考察经济 变量在经济关系上是否对解释变量有影响，显 著性检验起到验证的作用。同时还要看显著性 水平不太高的变量在模型中及模型应用中的作 用，不要简单剔除变量！！
可调整的可决系数
思路：在样本容量一定的情况下，增加解释变 量必定使得自由度减少，所以要将残差平方和 与总离差平方和分别除以各自的自由度，剔除 变量个数对拟合优度的影响。公式如下：
(n − k − 1) R = 1− TSS (n − 1)
2
RSS
可决系数与调整可决系数的关系
经过计算转化后可决系数与调整后的可决系数 之间的关系：