残差分析学习PPT课件
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自相关过程控制简介—残差序列
,t q
(1 1) Y
,t q
• 因此若 1 ,q0时刻没有检出偏移,以后残差显示
的偏移减少,检出会更加困难,残差的单值-移
动极差控制图会不太灵敏。可以考虑用EWMA控
制图或CUSUM控制图。 时相反。
1 0
残差的单值控制图,偏移0.5标准 差
残差的EWMA控制图偏移0.5标准差
单值控制图,偏移1个标准差
不合格产品。 • 可以采用修正控制限的方法 • 更常见的方法是使用残差控制图对过程进行监控
时间序列建模
• 使用残差控制图监控自相关过程的方法最早由 Alwan和Roberts[Time series modeling for statistical process control]提出,他们证明了对自相关序列建立恰当 的时间序列模型,那么由真实值减去预测值所得 的残差序列是独立的,然后可以对残差序列应用 传统控制图。
p 0
E
(
t
)
0,Var
(
t
)
2
,
E
(
t
s
)
0,
s
t
Exst 0,s t
• 一个matlab仿真例子, xt 0.6xt1 ,t t N(0,1)
• 初始值 x1=0,仿真250个数据,第201个时刻
引入偏移。偏移量可以指定为标准差的倍数。
先忽略自相关,对前200个数据绘制单值-移动
总体标准计。对单值-移动极差控制图,则有
E(MR / d2(2)) 1Y
自相关的影响机制
• 回到上面的例子, xt 0.6xt1 t t N(0,1)
• x 1/(1 0.62) 1,.25而采用移动极差法估计的总体
第八章 时间序列的回归分析 残差序列相关
ˆ
t2
n
et2
n 2 e e t1
t2
n 2
t 1
t2
t2
t2
n
r sxy
(xi x)( yi y)
i1
s
2 x
s
2 y
n
n
(xi x)2 ( yi y)2
i 1
i 1
5
3杜宾-沃森检验法(DW检验)
DW检验是J.Durbin(杜宾)和G.S.Watson(沃 特森)于1951年提出的一种适用于小样本 的检验方法。DW检验只能用于检验随机 误差项具有一阶自回归形式的序列相关 问题,随机误差项的一阶自回归形式为
(假设 已知,等于1)
• 一阶差分法是将原模型 原模型存在完全一阶正自相关,即
Yt 0 1X1
• 变换为
t t1 t
Y Yt1 (0 0 ) 1(1 X t1) (t t1)
Yt 1X1 t
(该模型没有常数项)
• 其中,为经典误差项。则应满足应用普通最小二乘法
的经典假定,用普通最小二乘法估计差分模型,得到
主成分法,偏最小二乘法。
19
• 序列相关性带来的问题 1 参数的估计量不再具有最小方差 线性无偏性 2 均方误差可能严重低估误差项的 方差 3 F检验、T检验失效
第八章 时间序列的回归分析
残差序列相关
对回归方程随机部分的假定: 是一个随机变量,通常满足: 1: 服从正态分布,Y也服从正态分布 2:E ( ) 0,即E(0 ) 0, E(1) 1 3 :Var( ) 2 常数 方差齐性 4 : Cov(i , j ) 0, 相互独立 ~ N (0, 2 ), y ~ (0 1X , 2 ) 5 : 在多元中, 诸自变量相互独立
第四讲 模型识别和残差检验
ˆ *)2 ( y i xi' ˆ2 h i 1
N i
6)
' x x ˆ *) ˆ ( ˆ 2 ( i i ) 1 V ˆ2 i 1 h N i
自相关
导致自相关出现的原因
– – –
动态识别错误 忽略相关解释变量 函数形式错误
例如 Yt= xt+ t, t = t-1 +ut 冰激凌消费模型,解释变量收入,价格,温度,模型存在 自相关,但是如果增加前一期的温度,模型自相关消失 y=0.5logt+ 把模型错误的设定为y=c+at+u
模型识别-如何选择解释变量
根据经济理论选择解释变量,
例如工资的决定:人力资源理论,影响生产效率的因素会影响工 资;工作特征,蓝领还是白领;一般工作环境,行业失业率等
数据挖掘data mining(snooping) 由简单到一般 由一般到特殊 根据t检验不那同时去掉两个检验不显著的变量 根据指标:调整后的拟合优度,AIC,BIC 检验是否忽略掉重要解释变量RESET检验
模型识别
检验线性模型还是对数线性模型合适PE检验 首先分别用OLS法估计线性和对数线性模型,得 到拟和值 ˆ ~
y i , log( y i )
yi= xi+ LIN( log( y ˆ i ) log( ~ yi )) + uI H0: LIN =0
ˆ i exp{log( ~ yi )}) + uI log yi= (logxi ) + LOG( y H0: LOG =0
i i i 1 1i
3 3i
)
异方差
变换
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ log(labour i ) / hi c / hi 1 log(output i ) / hi 2 log(wage i ) / hi 3 log(capital i ) / hi u i
简单线性回归模型与分析残差图
阿姆德连锁店的回归直线
估计参数
b1=5
250
季度销售收入/千美圆
b0=60
200 150
回归直线
100
yˆ 60 5x 你对系数的含义怎
50
0
0
5
10
15
20
25
30
学生人数/千人
么理解?
回归方程的判定系数
y的总变差的分解
SST ( yi y)2 ( yi yˆi yˆi y)2
简单线性回归模型与分 析残差图
2021年8月2日星期一
建立两个变量X和Y间的关系模型,推断变量 Y如何依赖于变量X, 从而可以用X预测Y.
例:
广告费用和销售量 公司的市值与CEO的年薪 原始股的销售数量和期望价格 证券市场收益率与某只股票的收益率 商品价格和销售量 装配线的速度和次品数量 年收入与信用卡消费金额 年龄与手机话费 连锁店附近的人流与店的利润 气温与滑雪场门票销量
两种区间的关系
均值的置信区间 预测区间边界
xp
对模型作进一步的探讨
回忆我们使用的模型; 对模型作了什么假定? 逻辑问题:如何判断我们的问题符合这
些假定? 分析的方案:残差分析
第i个残差: ˆi yi yˆi i 1,2,n
通过残差你能够了解什么?
对误差项作的假定适合吗? 1)等方差; 2)相互独立; 3)正态分布;
30
学生人数/千人
根据这些你可以得到什么结论?
Types of Regression Models
Positive Linear Relationship
Relationship NOT Linear
Negative Linear Relationship
第5章 残差分析
第 15 个数据 hii=0.339>2 h ,因而从杠杆值看第 15 个数据是 自变量的异常值,同时库克距离 D15=1.555>1,这样第 15 个数据为
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
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
DOE分析和优化PPT课件
Stat﹥DOE﹥Factorial ﹥ Analyze Factorial Design
第3页/共18页
解析度=Ⅳ 故只能分 析主效果 和二项交 互作用。
正态分布图 Pareto图
残差分布图
Percent Term
Normal Probability Plot of the Standardized Effects
橡皮筋*投掷球 0.07325 0.03663 0.01598 2.29 0.106
橡皮筋*固定臂位置 0.14675 0.07338 0.01598 4.59 0.019
橡皮筋*投射臂位置 0.18975 0.09488 0.01598 5.94 0.010
橡皮筋*底座角度 0.31325 0.15663 0.01598 9.80 0.002
底座角度
图形告诉我们什么信息?
第11页/共18页
Step5:反应优化器
Stat﹥DOE﹥Factorial ﹥ Response Optimizer
三种选择: Minimize Target Maximize
第12页/共18页
Optimal
D 1.0000
Hi Cur Lo
Y bar Maximum y = 3.50 d = 1.0000
0.8
-1
1
投射臂位置 2.4
-1
1
投射仓位置
-1
1
底座角度
2.0
1.6
1.2
0.8
-1
1
-1
1
-1
1
(交互作用图)
Interaction Plot (data means) for Y bar
-1
1
第3页/共18页
解析度=Ⅳ 故只能分 析主效果 和二项交 互作用。
正态分布图 Pareto图
残差分布图
Percent Term
Normal Probability Plot of the Standardized Effects
橡皮筋*投掷球 0.07325 0.03663 0.01598 2.29 0.106
橡皮筋*固定臂位置 0.14675 0.07338 0.01598 4.59 0.019
橡皮筋*投射臂位置 0.18975 0.09488 0.01598 5.94 0.010
橡皮筋*底座角度 0.31325 0.15663 0.01598 9.80 0.002
底座角度
图形告诉我们什么信息?
第11页/共18页
Step5:反应优化器
Stat﹥DOE﹥Factorial ﹥ Response Optimizer
三种选择: Minimize Target Maximize
第12页/共18页
Optimal
D 1.0000
Hi Cur Lo
Y bar Maximum y = 3.50 d = 1.0000
0.8
-1
1
投射臂位置 2.4
-1
1
投射仓位置
-1
1
底座角度
2.0
1.6
1.2
0.8
-1
1
-1
1
-1
1
(交互作用图)
Interaction Plot (data means) for Y bar
-1
1
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。
第五章残差与误差检验
k
检验统计量:
uk
vk
vk
vk
0 QV
k
vk
lk rk
当原假设 H0 成立时,统计量 uk ~ N (0,1); k很小时影响判断。
检验步骤:
1) 计算 uk;
2) 选择适当的显著水平 α,查得分位值 u α/2 ;
3) 比较 uk 与 u α/2 , 若 uk < u α/2 , 则接受 H0
原假设 H0: E ( vk) = 0; 备选假设 H1: E ( vk) ≠ 0;
检验统计量
* uk
ˆ(k )
vk ; Qkk (1 hk )
2 2 ˆ0 ( n p uk ) vk ˆ , u (k ) k ˆ n p 1 vk
2 { ~ N (0, 0 Q)} , Biblioteka 为对角阵 .ˆL V AX
n ,1 n ,t t ,1
2, 平差因子( 帽子矩阵,投影矩阵)
H AN 1 AT P
(1) H是幂等阵 H * H AN 1 AT PAN1 AT P AN 1 AT P H ; hij hik hkj
最优的这是由于模型将不是模型求出的参数估值此时再用传统的数轴上产生了移分布而是母体期望在存在的观测误差不服从系统误差
5, 残差与误差检验
5.1 残差 5.2 粗差与数据探测 5.3 模型误差及其检验 5.4 稳健估计 5.5 基于相关分析的粗差检验
5.1 残
差
1) 普通残差及其性质
1, 普通残差的定义 观测方程: L = AX - Δ 误差方程: 回归模型: y = xβ- e
检验统计量:
uk
vk
vk
vk
0 QV
k
vk
lk rk
当原假设 H0 成立时,统计量 uk ~ N (0,1); k很小时影响判断。
检验步骤:
1) 计算 uk;
2) 选择适当的显著水平 α,查得分位值 u α/2 ;
3) 比较 uk 与 u α/2 , 若 uk < u α/2 , 则接受 H0
原假设 H0: E ( vk) = 0; 备选假设 H1: E ( vk) ≠ 0;
检验统计量
* uk
ˆ(k )
vk ; Qkk (1 hk )
2 2 ˆ0 ( n p uk ) vk ˆ , u (k ) k ˆ n p 1 vk
2 { ~ N (0, 0 Q)} , Biblioteka 为对角阵 .ˆL V AX
n ,1 n ,t t ,1
2, 平差因子( 帽子矩阵,投影矩阵)
H AN 1 AT P
(1) H是幂等阵 H * H AN 1 AT PAN1 AT P AN 1 AT P H ; hij hik hkj
最优的这是由于模型将不是模型求出的参数估值此时再用传统的数轴上产生了移分布而是母体期望在存在的观测误差不服从系统误差
5, 残差与误差检验
5.1 残差 5.2 粗差与数据探测 5.3 模型误差及其检验 5.4 稳健估计 5.5 基于相关分析的粗差检验
5.1 残
差
1) 普通残差及其性质
1, 普通残差的定义 观测方程: L = AX - Δ 误差方程: 回归模型: y = xβ- e
加权残值法23ppt课件
使得在域V内旳残值平方积分最小。 则极值条件为:
I (C) V RI2dV V RIT RI dV
若记余量平方和为I(C),即
I (C)
C
2
( RI V C
)T
RI dV
0
由此可见,本措施权函数为:
WIi
RI Ci
(i 1, 2, , n)
4.伽辽金法(Galerkin Method) 本法是使余量与每一个基函数正交,也即以基函数作为权函数
混正当旳优点在于,对试函数要求不严,复杂旳边界条 件和复杂旳控制方程都能适应,缺陷是计算工作量较大。
对于复杂控制方程,简朴边界问题,宜采用内部法;对 简朴控制方程,复杂边界,适合用边界法;对控制方程和边 界条件都较复杂旳问题,采用混正当很好。这三种措施中, 内部法一般应用较多
不论采用何种措施,在建立试函数时均应注意下列几 点: (1)试函数应由完备函数集旳子集构成。已被采用过旳试函 数有幂级数、三角级数、样条函数、贝赛尔函数、切比雪 夫和勒让德多项式等等。 (2)试函数应具有直到比消除余量旳加权积分体现式中最高 阶导数低一阶旳导数连续性。 (3)试函数应与问题旳解析解或问题旳特解有关联。若计算 问题具有对称性,应充分利用它。
f g
在V域内 在S边界上
显然RI RB反应了试函数与真实解之间旳偏差,它们分别称做内部残值和边界 残值(Residuals) 。
若在域V内引入内部权函数WB ,在边界S上引入边界权 函数 WI 则可建立n个消除余量旳条件,一般可表达为:
V WIi RI dV S WBi RBdS 0 (i 1, 2, , n)
也即:
1 WIi 0
(Vi内) (Vi外)
假如在各个子域里分别选用试函数,那么它旳求 解在形式上将类似于有限元法。
I (C) V RI2dV V RIT RI dV
若记余量平方和为I(C),即
I (C)
C
2
( RI V C
)T
RI dV
0
由此可见,本措施权函数为:
WIi
RI Ci
(i 1, 2, , n)
4.伽辽金法(Galerkin Method) 本法是使余量与每一个基函数正交,也即以基函数作为权函数
混正当旳优点在于,对试函数要求不严,复杂旳边界条 件和复杂旳控制方程都能适应,缺陷是计算工作量较大。
对于复杂控制方程,简朴边界问题,宜采用内部法;对 简朴控制方程,复杂边界,适合用边界法;对控制方程和边 界条件都较复杂旳问题,采用混正当很好。这三种措施中, 内部法一般应用较多
不论采用何种措施,在建立试函数时均应注意下列几 点: (1)试函数应由完备函数集旳子集构成。已被采用过旳试函 数有幂级数、三角级数、样条函数、贝赛尔函数、切比雪 夫和勒让德多项式等等。 (2)试函数应具有直到比消除余量旳加权积分体现式中最高 阶导数低一阶旳导数连续性。 (3)试函数应与问题旳解析解或问题旳特解有关联。若计算 问题具有对称性,应充分利用它。
f g
在V域内 在S边界上
显然RI RB反应了试函数与真实解之间旳偏差,它们分别称做内部残值和边界 残值(Residuals) 。
若在域V内引入内部权函数WB ,在边界S上引入边界权 函数 WI 则可建立n个消除余量旳条件,一般可表达为:
V WIi RI dV S WBi RBdS 0 (i 1, 2, , n)
也即:
1 WIi 0
(Vi内) (Vi外)
假如在各个子域里分别选用试函数,那么它旳求 解在形式上将类似于有限元法。
计量经济学解析ppt课件
571图示检验法1相关图分析看是否存在明显的散点扩大缩小或复杂型趋势即不在一个固定的带型域中同方差递增异方差递减异方差先减后增同方差递增异方差递减异方差复杂型异方差594重复操作生成新变量e2令e2resid2残差的平方并与x以组群辅助族群的形式打开结果如左图所示
计量经济学解析
经济学院 邓嘉纬
编辑版pppt
编辑版pppt
37
6、共有样本38个,查T统计量分布表,自由度n=35,α=0.025, 得t=2.0301。可知x3,x4的t-statistic值不具有显著性,舍去。由 此得出下图结果。
编辑版pppt
38
(二)、残差分析(Residual )
1、以第三大点的国内消费函数为例,重复基础操作创建工作文件,命名 为“残差分析”,显示如左图所示。 2、如下创建方程,工具栏view→actual fitted residual(实际拟合残差分析) →actual fitted residual table(实际拟合残差分析表),显示如右图所示。
编辑版pppt
7
选择相应数据文件。在此,我们选择中国国家统计局2016年统计年鉴的313“支出法或内生产总值”作为本例数据,数据如右图所示。
编辑版pppt
8
数据导入后,按照相关变量关系设置变量x与y,在本例中,根据凯 恩斯消费函数y=α+βx,我们将消费设置为y,国内生产总值设置为x。
编辑版pppt
2
2.6093>2.093,所以数据显著存在。
编辑版pppt
53
由此可得辅助回归结果,如上图所示。所以一定存在正相关, 且递增的异方差。
编辑版pppt
54
(二)、异方差综合练习: (地区)可支配收入与交通通讯支出
计量经济学解析
经济学院 邓嘉纬
编辑版pppt
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37
6、共有样本38个,查T统计量分布表,自由度n=35,α=0.025, 得t=2.0301。可知x3,x4的t-statistic值不具有显著性,舍去。由 此得出下图结果。
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38
(二)、残差分析(Residual )
1、以第三大点的国内消费函数为例,重复基础操作创建工作文件,命名 为“残差分析”,显示如左图所示。 2、如下创建方程,工具栏view→actual fitted residual(实际拟合残差分析) →actual fitted residual table(实际拟合残差分析表),显示如右图所示。
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7
选择相应数据文件。在此,我们选择中国国家统计局2016年统计年鉴的313“支出法或内生产总值”作为本例数据,数据如右图所示。
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8
数据导入后,按照相关变量关系设置变量x与y,在本例中,根据凯 恩斯消费函数y=α+βx,我们将消费设置为y,国内生产总值设置为x。
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2
2.6093>2.093,所以数据显著存在。
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53
由此可得辅助回归结果,如上图所示。所以一定存在正相关, 且递增的异方差。
编辑版pppt
54
(二)、异方差综合练习: (地区)可支配收入与交通通讯支出
贾俊平版统计学课件 第11章
根据例11.6的样本数据,计算不良贷款、贷款余额、应收 贷款、贷款项目、固定资产投资额之间的相关系数. 解:用Excel计算的相关系数矩阵如下.
从相关矩阵可以看出,在不良贷款与其他几个变量的关 系中,与贷款余额的相关系数最大,而与固定资产投资额的 相关系数最小。
11.1.3 相关系数的显著性检验
1. r 的抽样分布
回归模型
1、回答“变量之间是什么样的关系?” 2、方程中运用 1 个数值型因变量(响应变量) 被预测的变量 1 个或多个数值型或分类型自变量 (解释变量) 用于预测的变量 3、主要用于预测和估计
11.2.1 一元线性回归模型
1.回归模型(regression model)
y 0 1 x
i 1 i 1 i 1
n
n
n
相关系数的取值范围及意义
1. r 的取值范围为[-1,1]. 2. r 1 ,称完全相关,即存在线性函数关系. r =1,称完全正相关. r =-1,称完全负相关. 3. r =0,称零相关,即不存在线性相关关系.
4. r <0,称负相关.
5. r >0,称正相关. 6. r 愈大,表示相关关系愈密切.
t 0.05 (23) 2.069
2
由于
t 7.5344 t 0.05 (23) 2.069
2
因此,拒绝 H 0,认为 x 和 y 的相关系数 0 ,即不良贷 款与贷款余额之间的线性相关关系显著.
表11-3 各相关系数显著性检验的t 统计量值
11.2 一元线性回归
11.2.1 一元线性回归模型 11.2.1 参数的最小二乘估计
相关系数的性质
性质 1 : r 具有对称性。即 x 与 y 之间的相关系数和 y 与 x 之间 的相关系数相等,即rxy= ryx 性质 2 : r 数值大小与 x 和 y 原点及尺度无关 ,即改变 x 和 y 的 数据原点及计量尺度,并不改变r数值大小 性质3:仅仅是x与y之间线性关系的一个度量,它不能用 于描述非线性关系。这意味着, r=0只表示两个变量之间 不存在线性相关关系,并不说明变量之间没有任何关系 性质 4 : r 虽然是两个变量之间线性关系的一个度量,却不 一定意味着x与y一定有因果关系
从相关矩阵可以看出,在不良贷款与其他几个变量的关 系中,与贷款余额的相关系数最大,而与固定资产投资额的 相关系数最小。
11.1.3 相关系数的显著性检验
1. r 的抽样分布
回归模型
1、回答“变量之间是什么样的关系?” 2、方程中运用 1 个数值型因变量(响应变量) 被预测的变量 1 个或多个数值型或分类型自变量 (解释变量) 用于预测的变量 3、主要用于预测和估计
11.2.1 一元线性回归模型
1.回归模型(regression model)
y 0 1 x
i 1 i 1 i 1
n
n
n
相关系数的取值范围及意义
1. r 的取值范围为[-1,1]. 2. r 1 ,称完全相关,即存在线性函数关系. r =1,称完全正相关. r =-1,称完全负相关. 3. r =0,称零相关,即不存在线性相关关系.
4. r <0,称负相关.
5. r >0,称正相关. 6. r 愈大,表示相关关系愈密切.
t 0.05 (23) 2.069
2
由于
t 7.5344 t 0.05 (23) 2.069
2
因此,拒绝 H 0,认为 x 和 y 的相关系数 0 ,即不良贷 款与贷款余额之间的线性相关关系显著.
表11-3 各相关系数显著性检验的t 统计量值
11.2 一元线性回归
11.2.1 一元线性回归模型 11.2.1 参数的最小二乘估计
相关系数的性质
性质 1 : r 具有对称性。即 x 与 y 之间的相关系数和 y 与 x 之间 的相关系数相等,即rxy= ryx 性质 2 : r 数值大小与 x 和 y 原点及尺度无关 ,即改变 x 和 y 的 数据原点及计量尺度,并不改变r数值大小 性质3:仅仅是x与y之间线性关系的一个度量,它不能用 于描述非线性关系。这意味着, r=0只表示两个变量之间 不存在线性相关关系,并不说明变量之间没有任何关系 性质 4 : r 虽然是两个变量之间线性关系的一个度量,却不 一定意味着x与y一定有因果关系
F检验及残差分析
2.5 残差分析
二、残差的性质
性质2
1 (xi x)2 2 var( e 1 i ) L xx n 2 ( 1h ii )
1 (xi x)2 其中 h ii n L xx
称为杠杆值
2.5 残差分析
二、残差的性质
25 20 15
y
10 5 0 0 20 40
2.4 回归方程的显著性检验
三、F检验 一元线性回归方差分析表
方差来源 自由度 平方和 回归 残差 1 n-2 SSR SSE
均方 SSR/1 SSE/(n-2)
F值
P值
SSR/ 1 SSE/(n 2)
P(F>F值) =P值
总和
n-1
SST
2.4 回归方程的显著性检验
四、相关系数的显著性检验
SSR /1 F SSE /( n2)
2.4 回归方程的显著性检验
六、样本决定系数
r2 SSR SST
2 ˆ ( y y ) i 2 ( y y ) i i 1 i 1 n n
可以证明
2 L SSR xy 2 r ( r )2 SST L xxL yy
2.5 残差分析
Model Summary Adjus ted Std. Error of Model R R Square R Square the Estim ate a 1 .961 .923 .918 2.31635 a. Predictors: (Constant), x
2.4 回归方程的显著性检验
二、用统计软件计算
y r=-1
(a)yx Nhomakorabea(b)x
r=0
y |r|<1
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^_
(y y)2
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:
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。
线性回归分析
公共卫生学院
.
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
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
(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)
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)
(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。
(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。
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
一元线性回归时,计算比较简单:
b (x x) (y y) x y x y / n lxy
( 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)
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)
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
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、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
H1: 0
a t
sa v n2
多元线性回归: H0: 0=0
H1: 00
t b0 sb0
v n m 1
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。
• 决定系数(determination coefficient)( R square)
^
R2
多元线性回归方程的一般形2i bn xni
其中的符号含义同前。
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:在给定自变量x的条件下,残差e的条
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
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;
• 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.
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)
七、线性回归的应用
• 预测 • 控制 • 鉴别影响因素
八、线性回归分析实例
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
谢谢!
.
(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。
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
性回归解释的部分
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。
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
(y y)2
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:
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。
线性回归分析
公共卫生学院
.
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
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
(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)
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)
(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。
(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。
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
一元线性回归时,计算比较简单:
b (x x) (y y) x y x y / n lxy
( 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)
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)
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
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、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
H1: 0
a t
sa v n2
多元线性回归: H0: 0=0
H1: 00
t b0 sb0
v n m 1
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。
• 决定系数(determination coefficient)( R square)
^
R2
多元线性回归方程的一般形2i bn xni
其中的符号含义同前。
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:在给定自变量x的条件下,残差e的条
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
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;
• 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.
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)
七、线性回归的应用
• 预测 • 控制 • 鉴别影响因素
八、线性回归分析实例
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
谢谢!
.
(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。
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
性回归解释的部分
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。
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