一元线性回归模型ppt课件
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《一元线性回归》课件

模型评价
使用评价指标对模型的性能进行评估。
《一元线性回归》PPT课 件
一元线性回归是一种用于探索变量之间关系的统计方法。本课件将介绍一元 线性回归的基本概念、模型、参数估计、模型评估以及Python实现。
一元线性回归-简介
一元线性回归是一种分析两个变量之间线性关系的方法。在这一节中,我们 将介绍一元线性回归的定义、使用场景以及它的重要性。
决定系数
4
方的平均值。
衡量模型对观测值的解释能力,取值范 围从0到1。
一元线性回归-Python实现
导入数据
使用Python的pandas库导入数据集。
划分数据集
将数据集划分为训练集和测试集。
预测结果
使用测试集数据对模型进行预测。
特征工程
选择合适的特征并对其进行处理。
训练模型
使用训练集数据训练线性Байду номын сангаас归模型。
一元线性回归-线性回归模型
1
简单线性回归模型
一个自变量和一个因变量之间的线性关
多元线性回归模型
2
系。
多个自变量和一个因变量之间的线性关
系。
3
线性回归模型的假设
包括线性关系、平均误差为零、误差具 有相同的方差、误差相互独立等。
一元线性回归-模型参数估计
1
最小二乘法
通过最小化观测值和模型预测值之间的平方误差来估计模型参数。
2
矩阵求导
使用矩阵求导的方法来计算模型参数的最优解。
3
梯度下降法
通过迭代的方式逐步优化模型参数,使得模型预测值与观测值之间的差距最小。
一元线性回归-模型评估
1
对模型误差的描述
通过各种指标来描述模型预测值和观测
使用评价指标对模型的性能进行评估。
《一元线性回归》PPT课 件
一元线性回归是一种用于探索变量之间关系的统计方法。本课件将介绍一元 线性回归的基本概念、模型、参数估计、模型评估以及Python实现。
一元线性回归-简介
一元线性回归是一种分析两个变量之间线性关系的方法。在这一节中,我们 将介绍一元线性回归的定义、使用场景以及它的重要性。
决定系数
4
方的平均值。
衡量模型对观测值的解释能力,取值范 围从0到1。
一元线性回归-Python实现
导入数据
使用Python的pandas库导入数据集。
划分数据集
将数据集划分为训练集和测试集。
预测结果
使用测试集数据对模型进行预测。
特征工程
选择合适的特征并对其进行处理。
训练模型
使用训练集数据训练线性Байду номын сангаас归模型。
一元线性回归-线性回归模型
1
简单线性回归模型
一个自变量和一个因变量之间的线性关
多元线性回归模型
2
系。
多个自变量和一个因变量之间的线性关
系。
3
线性回归模型的假设
包括线性关系、平均误差为零、误差具 有相同的方差、误差相互独立等。
一元线性回归-模型参数估计
1
最小二乘法
通过最小化观测值和模型预测值之间的平方误差来估计模型参数。
2
矩阵求导
使用矩阵求导的方法来计算模型参数的最优解。
3
梯度下降法
通过迭代的方式逐步优化模型参数,使得模型预测值与观测值之间的差距最小。
一元线性回归-模型评估
1
对模型误差的描述
通过各种指标来描述模型预测值和观测
02一元线性回归模型ppt课件

xi (xi X) xi2
xi2 xi2
X
xi xi2
1
故: ˆ1 1 kii
E(ˆ1) E(1 kii ) 1 ki E(i ) 1
ˆ0 wiYi wi(0 1Xi i)0 wi 1 wiXi wii
由于:wi (1/nXki)1Xki 1
wiXi
二、普通最小二乘法〔OLS)
普通最小二乘法是一种参数估计方法,确定估计参数的 准则是使全部观察值的残差平方和最小,即 ei2 min, 由 此得出选择回归参数 b0 , b1 的最小二乘估计式。
(谁提出的呢?) Y
e3 e1 e2
e5 e6
e4
X1 X2 X3
X4
X5 X6
X
(C F Gauss, 1777-1855)
▪ 回归模型存在两个特点。 ▪ (1〕回归函数不能百分之百地再现所研究的经济
过程。 ▪ (2〕也正是由于这些假定与抽象,才使我们能够
透过复杂的经济现象,深刻认识到该经济过程的 本质。
总体回归方程随机形式 总体回归方程
Y i E Y iX i i 0 1 X i i
系统变 化部分
非系统 变化部分
C F Gauss 1809年提出OLS估计方法。
残差平方和
n ei2 n (YiYˆ)2 n Yi(o1Xi)2
i1
i1
i1
使偏导数为零
( e oi2)2 (Yi o1Xi)0 ( e 1i2)2 (Yio1X i)X i0
得正规方程
Yi = nβo + β 1 Xi XiYi = β o Xi + β 1 Xi2
其中,ci ki di ,di 为不全为零的常数。 E(ˆ1* ) E( ciYi ) ci E(Yi ) ci ( 0 1 X i ) 0 ci 1 ci X i
一元线性回归PPT演示课件

196.2
15.8
16.0
102.2
12.0
10.0
本年固定资产投资额 (亿元) 51.9 90.9 73.7 14.5 63.2 2.2 20.2 43.8 55.9 64.3 42.7 76.7 22.8 117.1 146.7 29.9 42.1 25.3 13.4 64.3 163.9 44.5 67.9 39.7 97.1
6. r 愈大,表示相关关系愈密切.
例 11.7
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.
三、相关系数的显著性检验
(一) r 的抽样分布
当样本数据来自正态总体,且 0 时,则
t r n 2 ~ t(n 2) 1 r2
时,yˆ ˆ0 .
二、参数的最小二乘估计
假定样本数据 (xi , yi ) , i 1,2,, n ,满足一元线性回归模 型, 根据(11.6)式则样本回归方程为
yˆi ˆ0 ˆ1xi , i 1,2,, n
(11.7)
最小二乘法是使因变量的观察值 yi 与估计值 yˆi 之间的离差平
i1 i1
n
n
n
n
n xi2 ( xi )2 n yi2 ( yi )2
i 1
i 1
i 1
i 1
( 11.1 ) ( 10.2 )
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,既存在线性函数关系.
r =1,称完全正相关. r =-1,称完全负相关. 3. r =0,称零相关,既不存在线性相关关系. 4. r <0,称负相关. 5. r >0,称正相关.
《一元线性回归》ppt课件

E (Y|X i)01X i
E (Y|Xi)01Xi2 E (Y|Xi)01 2Xi
三、总体回归模型与随机干扰项 〔 population regression model,PRM & stochastic disturbance/error〕
• 描画总体中解释变量X和被解释变量Y的个体值Yi之间的变 化规律:Yi=f〔Xi〕+μi
称为线性总体回归函数。其中,0,1是未知参数,称为回归系 数〔regression coefficients〕。
A1:“线性〞的含义
• 对变量为线性——解释变量以一次方的方式出现 • ○ 从几何上看,此时总体回归线是一条直线
• 对参数为线性——回归系数以一次方的方式出现 • ○ 从几何上看,此时总体回归线并不一定是直线
四、样本回归函数 〔sample regression function,SRF〕
•描画样本中解释变量X和被解释变量Y的之间的平均变化规 律:Y^i=f〔Xi〕
1、样本回归函数〔SRF〕
• 总体的信息往往无法掌握,因此PRF实践上未知 • 现实的情况只能是在一次观测中得到总体的一个样本,经过样本的信息来 估计总体回归函数。
1969 1991 2046 2068 2101
968 1045 1243 1474 1672 1881 1078 1254 1496 1683 1925
2189 2233
1122 1298 1496 1716 1969 1155 1331 1562 1749 2013
2244 2299
1188 1364 1573 1771 2035 1210 1408 1606 1804 2101
问题:能否从样本估计总体回归函数?
例2.2:从例2.1的总体中获得如下一个样本:
E (Y|Xi)01Xi2 E (Y|Xi)01 2Xi
三、总体回归模型与随机干扰项 〔 population regression model,PRM & stochastic disturbance/error〕
• 描画总体中解释变量X和被解释变量Y的个体值Yi之间的变 化规律:Yi=f〔Xi〕+μi
称为线性总体回归函数。其中,0,1是未知参数,称为回归系 数〔regression coefficients〕。
A1:“线性〞的含义
• 对变量为线性——解释变量以一次方的方式出现 • ○ 从几何上看,此时总体回归线是一条直线
• 对参数为线性——回归系数以一次方的方式出现 • ○ 从几何上看,此时总体回归线并不一定是直线
四、样本回归函数 〔sample regression function,SRF〕
•描画样本中解释变量X和被解释变量Y的之间的平均变化规 律:Y^i=f〔Xi〕
1、样本回归函数〔SRF〕
• 总体的信息往往无法掌握,因此PRF实践上未知 • 现实的情况只能是在一次观测中得到总体的一个样本,经过样本的信息来 估计总体回归函数。
1969 1991 2046 2068 2101
968 1045 1243 1474 1672 1881 1078 1254 1496 1683 1925
2189 2233
1122 1298 1496 1716 1969 1155 1331 1562 1749 2013
2244 2299
1188 1364 1573 1771 2035 1210 1408 1606 1804 2101
问题:能否从样本估计总体回归函数?
例2.2:从例2.1的总体中获得如下一个样本:
21一元线性回归模型.ppt

同理,p(Y= ? /X=260)=1/7
条件均值(条件期望 ) :
对Y的每一条件概率分布,我们能算出它 的均值 :
记做E(Y/X=Xi)
[简写为E(Y/Xi) ]
并读为“在X取特定Xi值时的Y的期望值”。
计算方法:
将表2.1中的有关列乘以表2.2中的相应列 的条件概率,然后对这些乘积求和便是。
第二章 一元线性回归模型
§2.1 一元线性回归模型概念基础 回归是计量经济学的主要工具 一、“回归”一词的历史渊源
Francis Galton F.加尔顿
回归一词最先由F.加尔顿 (FrancisC,alton)引入
加尔顿的普遍回归定律还被他的朋友 K.皮尔逊(KartPearson)证实
Karl Pearson K.皮尔逊
综合来看,回归分析一般可以用来:
(1) 通过已知变量的值来估计因变量的均值。
(2)对独立性进行假设检验―――根据经济理 论建立适当的假设。
例如,对于需求函数,你可以检验假设:需求的 价格弹性为-1.0;即需求曲线具有单一的价格 弹性。也就是说,在其他影响需求的因素保持 不变的情况下,如果商品的价格上涨1%,平 均而言,商品的需求量将减少1%。
P (
1/7 1/5 1/5 1/6 1/5 1/7 1/5 1/7 1/5
Y/ 1/7 1/5 1/5 1/6 1/5 1/7 1/5 1/7 1/5
Xi ) 1/7
1/6
1/7
1/7
1/7
1/7
1/7
Y的条 48 46 44 42 40 38 36 34 32 30
件均值
E(Y/X=Xi) Y的条件均值
·
·
·
· ·
一元线性回归模型PPT课件

b1、b2
Yi B1 B2 Xi ui
ei
第18页/共67页
3.3 参数的最小二乘估计
• 参数估计:普通最小二乘法(OLS)
• 普通最小二乘法就是要选择参数 ,使得残差平方和(residual sum of squares, RSS) 最小。
•即
b1、b2
ei2
Q ei2
Yi Yˆi 2
Xi 也称 自变量(independent variable)
称为 参数(parameter)
B , B 1 称2为 随机扰动项(random error term)
ui
第13页/共67页
3.2 随机扰动项的来源
• 上式如何解释?
• 可以认为,在给定家庭收入水平 上,第i个学生的数学分数可以表达为两部分之和:
第14页/共67页
3.2 随机扰动项的来源
•
第15页/共67页
3.2 随机扰动项的来源
• 性质1:扰动项代表了未纳入模型变量的影响。例如个人健康状况、居住区域等等。 • 性质2:反映了人类行为的内在随机性。即使模型中包括了决定数学分数的所有变量,其内在随机性也
不可避免,这是做任何努力都无法解释的。 • 性质3:还代表了度量误差,例如收入的数据可能不等于真实值。 • 性质4:“奥卡姆剃刀原则”——即描述应该尽可能简单,只要不遗漏重要的信息,此时可以把影响Y
第8页/共67页
3.1 回归的涵义
• 样本回归函数(sample regression function, SRF) • 可用样本回归函数(SRF)表示样本回归线:
其中, 总体条件均值
的估计量;
Yˆi b1 b2 Xi
Yˆ E Y X • 并非所有样本数据都准确地i落在样本回归线上,因此建立随机i 样本回归函数:
一元线性回归分析PPT课件

第18页/共40页
拟合程度评价
拟合程度是指样本观测值聚集在样本回归线周围的紧
密程度. ( Y t Y ) ( Y ˆ t Y ) ( Y t Y ˆ t)
n
n
n
(Y t Y )2 (Y ˆt Y )2 (Y t Y ˆ)2
t 1
t 1
t 1
n
(Yt Y)2 :总离差平方和,记为SST;
t1
n
第8页/共40页
例
食品序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
求和
脂肪Xt 4 6 6 8 19 11 12 12 26 21 11 16 14 9 9 5
热量Yt 110 120 120 164 430 192 175 236 429 318 249 281 160 147 210 120
第1页/共40页
回归分析的分类
一个自变量
一元回归
回归分析
两个及以上自变量
多元回归
线性 回归
非线性 回归
线性 回归
非线性 回归
第2页/共40页
一元线性回归模型
(一)总体回归函数
Yt=0+1Xt+ut
ut是随机误差项,又称随机干扰项,它是一个特殊的 随机变量,反映未列入方程式的其他各种因素对Y的 影响。
(ˆ1t(n2)Sˆ1)
2
第15页/共40页
回归分析的Excel实现
“工具”->“数据分析”->“回归”
第16页/共40页
ˆ 0
S ˆ 0
ˆ 1
S ˆ 1
(ˆ0t(n2)Sˆ0)
2
(ˆ1t(n2)Sˆ1)
2
第17页/共40页
拟合程度评价
拟合程度是指样本观测值聚集在样本回归线周围的紧
密程度. ( Y t Y ) ( Y ˆ t Y ) ( Y t Y ˆ t)
n
n
n
(Y t Y )2 (Y ˆt Y )2 (Y t Y ˆ)2
t 1
t 1
t 1
n
(Yt Y)2 :总离差平方和,记为SST;
t1
n
第8页/共40页
例
食品序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
求和
脂肪Xt 4 6 6 8 19 11 12 12 26 21 11 16 14 9 9 5
热量Yt 110 120 120 164 430 192 175 236 429 318 249 281 160 147 210 120
第1页/共40页
回归分析的分类
一个自变量
一元回归
回归分析
两个及以上自变量
多元回归
线性 回归
非线性 回归
线性 回归
非线性 回归
第2页/共40页
一元线性回归模型
(一)总体回归函数
Yt=0+1Xt+ut
ut是随机误差项,又称随机干扰项,它是一个特殊的 随机变量,反映未列入方程式的其他各种因素对Y的 影响。
(ˆ1t(n2)Sˆ1)
2
第15页/共40页
回归分析的Excel实现
“工具”->“数据分析”->“回归”
第16页/共40页
ˆ 0
S ˆ 0
ˆ 1
S ˆ 1
(ˆ0t(n2)Sˆ0)
2
(ˆ1t(n2)Sˆ1)
2
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第八章8.2一元线性回归模型及其应用PPT课件(人教版)

三、非线性回归
例3 下表为收集到的一组数据: x 21 23 25 27 29 32 35 y 7 11 21 24 66 115 325 (1)作出x与y的散点图,并猜测x与y之间的关系;
解 作出散点图如图,从散点图可以看出x 与y不具有线性相关关系,根据已有知识可 以发现样本点散布在某一条指数函数型曲线 y=c1ec2x的周围,其中c1,c2为待定的参数.
年份
2015 202X 202X 202X 202X
时间代号t
1
2
3
4
5
储蓄存款y(千亿元) 5
6
7
8
10
(1)求 y 关于 t 的经验回归方程y^=b^ t+a^ ;
n
tiyi-n t y
i=1
参考公式:b^ =
n
t2i -n
t2
,a^ =
y
-b^
t
i=1
解 由题意可知,n=5, t =1nn ti=155=3, i=1
来比较两个模型的拟合效果,R2 越 大 ,模型
n
yi- y 2
i=1
拟合效果越好,R2 越 小 ,模型拟合效果越差.
思考 利用经验回归方程求得的函数值一定是真实值吗? 答案 不一定,他只是真实值的一个预测估计值.
思考辨析 判断正误
SI KAO BIAN XI PAN DUAN ZHENG WU
知识点四 对模型刻画数据效果的分析
1.残差图法
在残差图中,如果残差比较均匀地集中在以 横轴为对称轴的水平带状
区域内 ,则说明经验回归方程较好地刻画了两个变量的关系.
2.残差平方和法
n
(yi-y^i)2
残差平方和 i=1
最新第4章一元线性回归模型ppt课件

三. 样本决定系数与拟合优 对这些点之间的关系或趋势反映到了何种程度? 于是必须经过某种检验或者找出一个指标,在一定可靠程
度下,根据指标值的大小,对拟合的优度进行评价。
总离差平方和的分解
Y
* * *
* *
* *
0
*Y9 *
Y与X之间是否是直线关系(用协方差或相关系数判断)?若 是,可用一条直线描述它们之间的关系。
在Y与X的散点图上画出直线的方法很多。 找出一条能够最好地描述Y与X(代表所有点)之间的直线。
问题是:怎样算“最好”? 最好指的是找一条直线使得所有这些点到该直线的纵向距离
的和(平方和)最小。
最小二乘法的思路(2)
回归的现代涵义与过去大不相同。一般说 来,回归是研究因变量随自变量变化的关 系形式的分析方法。其目的在于根据已知 自变量来估计和预测因变量的总平均值。
(Francis Galton 1822-1911)
二、回归模型的种类
根据自变量的多少,回归模型可以分为一元回归模型 和多元回归模型。
用概率论的知识,不难得知,甲获胜的概率为 1/2+(1/2)*(1/2)=3/4,或者分析乙获胜的概 率为(1/2)*(1/2)=1/4。因此由此引出了甲的期 望所得值为100*3/4=75法郎,乙的期望所得值 为25法郎。这个故事里出现了“期望”这个词, 数学期望由此而来。
引例:测量 50 个圆柱形零件直径(见下表)
尺寸(cm) 8 9 10 11 12 数量(个) 8 7 15 10 10 50
则这 50 个零件的平均直径为 88971 0 1 51 1 1 01 2 10 50 1.1 0c4m
甲仪器测量结果:
乙仪器测量结果:
两台仪器的测量结果的均值都是 a 。但是用上述 结果评价一下两台仪器的优劣,很明显,我们会 认为乙仪器的性能更好,因为乙仪器的测量结果 集中在均值附近。
计量经济学一元线性回归模型PPT课件

第25页/共162页
习题答案
• (1)收入、年龄、家庭状况、政府的相关政策等也是 影响生育率的重要的因素,在上述简单回归模型中, 它们被包含在了随机扰动项之中。有些因素可能与增 长率水平相关,如收入水平与教育水平往往呈正相关、 年龄大小与教育水平呈负相关等。
• (2)当归结在随机扰动项中的重要影响因素与模型中 的教育水平educ相关时,上述回归模型不能够揭示教 育对生育率在其他条件不变下的影响,因为这时出现 解释变量与随机扰动项相关的情形,基本假设4不满足。
存在原因
一般用希腊字母 或 表示
第一,人类的经济行为本身带有随机性; 第二,通常一个变量总是受众多因素的影响; 第三,任何函数反映经济变量之间的关系都只是一种简化反映; 第四,经济数据来源于调查统计,而非严格的控制实验;
第22页/共162页
二、随机误差项
结论
一个经济变量通常不能被另一个经济变量完全精确地决定,需要 引入随机误差项来反映各种误差的综合影响,主要包括:
i 1
(2-3)
相关系数的取值介于1—1之间, 取值为负表示两变量之间存在负相关关系; 取值为正表示两变量之间存在正相关关系; 取值为1表示两变量之间存在完全负相关关系; 取值为0表示两变量不相关; 取值为1表示两变量之间存在完全正相关关系。
第14页/共162页
例如:
函数关系:
圆面积 f ,半径 半径2
主要内容
得到回归方程; 3)对回归方程中的变量、方程进行显著性检验,推求参数
的置信区间、模型的预测置信区间;
4)利用回归模型解决实际经济问题。
第16页/共162页
4. 相关分析与回归分析之间的关系
联系:
1)都是对存在相关关系的变量的统计相关关系的研究; 2)都能测度线性相关程度的大小; 3)都能判断线性相关关系是正相关还是负相关。
习题答案
• (1)收入、年龄、家庭状况、政府的相关政策等也是 影响生育率的重要的因素,在上述简单回归模型中, 它们被包含在了随机扰动项之中。有些因素可能与增 长率水平相关,如收入水平与教育水平往往呈正相关、 年龄大小与教育水平呈负相关等。
• (2)当归结在随机扰动项中的重要影响因素与模型中 的教育水平educ相关时,上述回归模型不能够揭示教 育对生育率在其他条件不变下的影响,因为这时出现 解释变量与随机扰动项相关的情形,基本假设4不满足。
存在原因
一般用希腊字母 或 表示
第一,人类的经济行为本身带有随机性; 第二,通常一个变量总是受众多因素的影响; 第三,任何函数反映经济变量之间的关系都只是一种简化反映; 第四,经济数据来源于调查统计,而非严格的控制实验;
第22页/共162页
二、随机误差项
结论
一个经济变量通常不能被另一个经济变量完全精确地决定,需要 引入随机误差项来反映各种误差的综合影响,主要包括:
i 1
(2-3)
相关系数的取值介于1—1之间, 取值为负表示两变量之间存在负相关关系; 取值为正表示两变量之间存在正相关关系; 取值为1表示两变量之间存在完全负相关关系; 取值为0表示两变量不相关; 取值为1表示两变量之间存在完全正相关关系。
第14页/共162页
例如:
函数关系:
圆面积 f ,半径 半径2
主要内容
得到回归方程; 3)对回归方程中的变量、方程进行显著性检验,推求参数
的置信区间、模型的预测置信区间;
4)利用回归模型解决实际经济问题。
第16页/共162页
4. 相关分析与回归分析之间的关系
联系:
1)都是对存在相关关系的变量的统计相关关系的研究; 2)都能测度线性相关程度的大小; 3)都能判断线性相关关系是正相关还是负相关。
《一元线回归》课件

总结
本课程的收获和反思
总结本课程学习过程中的收获和个人反思。
后续学习与建议
提供后续学习一元线性回归模型的建议和推 荐资源。
参考文献
相关论文籍。
等式约束最小二乘法
探讨等式约束最小二乘法 在解决线性回归问题中的 优化效果。
经典案例分析
典型案例介绍
介绍一些经典的使用一元 线性回归模型解决的案例。
项目案例分析
详细分析一个实际项目中 运用一元线性回归模型解 决的问题和效果。
成果总结与展望
总结一元线性回归模型在 实际应用中的成果和展望 未来的发展方向。
本课程的目标和内容
明确本课程的学习目标,以及将覆盖的内容。
线性回归基础
线性回归的定义和公式
详细解释线性回归模型的定义和数学公式。
最小二乘法求解线性回归
介绍使用最小二乘法计算线性回归模型的参数。
回归系数和截距的意义和计算方法
解释回归系数和截距在线性回归中的意义和计算方法。
模型评估
模型拟合优度的评价 指标
讲解数据预处理的重要性以及常用的数据清 洗方法。
加载数据集
介绍如何加载数据集,为一元线性回归模型 训练做准备。
训练模型并预测结果
演示如何使用加载的数据集训练一元线性回 归模型,并进行预测。
优化算法
梯度下降算法
介绍梯度下降算法在优化 线性回归模型中的应用。
正规方程法
解释使用正规方程法求解 线性回归模型的计算过程。
《一元线回归》PPT课件
一元线性回归PPT课件大纲,旨在介绍一元线性回归的基本概念、模型评估、 优化算法,以及经典案例分析。从理论到实践,帮助大家掌握这一重要数据 分析方法。
课程简介
一元线性回归PPT课件
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第九章 一元线性回归
9.6.2误差项的自相性关检验
误差项具有负自相关性的残差图
图9-11
第九章 一元线性回归
9.6.2误差项的自相性关检验
误差项具有正自相关性的残差图
图9-12
情况二
图9-7
第九章 一元线性回归
9.4.2 样本相关系数
情况三
图9-8
第九章 一元线性回归
9.4.2 样本相关系数
情况四
图9-9
第九章 一元线性回归
9.5 一元线性回归显著性检验
在回归函数E(Y)=β0+β1X中,如果β1=0,则对于X的一切 水平E(Y)=β0,说明Y的变化与X的变化无关,因而,我们不 能通过X去预测Y。所以,对模型Yi=β0+β1Xi+εi 检验β1=0 是否成立,等价于检验Y与X之间是否存在线性关系。
9.2.4 一元线性回归方程
Yi=β0+β1Xi+εi β0和β1均未知
根据样本数据
对β0和β1
进行估计
β0和β1的估计
值为b0和b1
建立一元线性回归方程
Yˆb0 b1X
第九章 一元线性回归
9.2.4 一元线性回归方程
一般而言,所求的b0和b1应能使每个样本观测点(X i,Y i) 与回归直线之间的偏差尽可能小,即使观察值与拟 合值的误差平方和Q达到最小。
Yi=β0+β1Xi+εi (i=1,2,···,n)
其中,(X i,Yj)表示(X,Y)的第i个观测值,β0 , β1为参
数,β0+β1Xi为反映统计关系直线的分量,ε i为 反映在统计关系直线周围散布的随机分量ε i~N
(0,σ 2)。
8.2.1一元线性回归模型(共13张PPT)

2. 在一元线性回归模型(1)中,参数b的含义是什么?
Y = bx + a + e ,
(1)
E(e) = 0, D(e) = σ2.
解:在一元线性回归模型(1)中,参数b为斜率参 数,参数b的含义是父亲的身高每增加1cm,儿子的身高 平均增加bcm.
3. 将图中的点按父亲身 高的大小次序用折线连 起来,所得到的图像是 一个折线图,可以用这 条折线图表示儿子身高 和父亲身高之间的关系 吗?
(1)
E(e) = 0, D(e) = σ2.
我们称(1)式为Y关于x的一元线性回归模型.
其中,Y称为因变量或响应变量,x称为自变量或解释
变量;a和b为模型的未知参数,a称为截距参数,b称为斜
率参数;e是Y与bx+a之间的随机误差.
模型中的Y也是随机变量,其值虽然不能由变量x的值
确定,但是却能表示为bx+a与e的和(叠加),前一部分由 x
而对于父亲身高为 xi 的某一名男大学生,他的身高yi 并不一定为b xi +a,它仅是该子总体的一个观测值,这个 观测值与均值有一个误差项ei=yi -(bxi +a).
思考? 你能结合具体实例解释产生模型(1)中随机误 差项的原因吗?
在研究儿子身高与父亲身高的关系时,产生随机误差 e的原因有:
8.2一元线性回归模型及其应用
通过前面的学习我们已经了解到,根据成对样本数据 的散点图和样本相关系数,可以推断两个变量是否存在相 关关系、是正相关还是负相关,以及线性相关程度的强弱 等.
进一步地,如果能像建立函数模型刻画两个变量之间 的确定性关系那样,通过建立适当的统计模型刻画两个随 机变量的相关关系,那么我们就可以利用这个模型研究两 个变量之间的随机关系,并通过模型进行预测.
一元线性回归(S).ppt

y)2 y)2
=1-SSE/SST
• R2∼[0,1] 越接近于1,拟合度越好。
简单回归中,R2与简单相关系数的关系
•判定系数的平方根即皮尔逊积矩相关系数
r (b的符号) r2 •其方向与样本回归系数 b (b1) 相同。 •R说明两变量间关联程度及方向。 •有夸大变量间相关程度的倾向,判定系数是更好的
点估计 区间估计
点估计
对于给定的 X 值,求出 Y 平均值的一个估计值或 Y 的一个个别值。
yˆ 123.15961.0788x 若 x = 169,则:
yˆ 123.15961.0788169
y 59.16 Y
点估计不能提供估计量的精确度。
在样本自变量取值范围之外进行预测要特别谨慎。
区间估计
果,因此可以认为I(即Yi)是在x条件下的正态分布。
回归方程的拟合优度检验- R2
• R2 (Coe. of determination):决定系数或判定系数。
• 拟合优度的度量。
• PRE意义。表明Y 的变异性能被估计的回归方程
解释的部分所占比例。
•
•
定义式:
r2
SSR SST
( yˆ (y
样本一元线性回归方程: (估计的回归方程)
样本回归系数
yˆ b0 b1x
以样本统计量估计总体参数
Yˆ 0 1X
总体未知参数
线性回归方程的参数估计-最小二乘法
• 所谓最小二乘法就是通过使残差平方和为最小来估计回 归系数的一种方法。
• 回归系数的意义
• b1表示X每增加一个单位 ,Y会增加b个单位;
回归系数的显著性检验X可否有 效地解释Y的线性变化。
H0 : 1 0 H1 : 1 0
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2
3.1 回归的涵义
回归分析(regression analysis)
◦ 用于研究一个变量(称为被解释变量或应 变量)与另一个或多个变量(称为解释变 量或自变量)之间的关系。
◦ Y代表被解释变量,X代表解释变量;解释 变量有多个时,用X1,X2,X3等表示。
◦ 例:商品的需求量与该商品价格、消费者 收入以及其他竞争性商品价格之间的关系。
◦ 对“线性”有两种解释:变量线性和参数 线性。
◦ 变 归E量 函Y线 数 性 ;B1:下 B例面2 X如的i2,前函E面数Y的不 总是B1体变 B(量2 X或线1i 样性本的):回
◦ 参 出数 现线 。性 下E:面Y参的 数模B1型B1B是、22X参Bi 2数仅以非线一性次方的:的形式
B1,
ui
B也 称2 称 为 称为
自变量(independent variable) 参数(parameter) 随机扰动项(random error term)
14
3.2 随机扰动项的来源
◦ 上式如何解释?
◦ 可以认为,在给定家庭收X i 入水平 上,第i 个学生的数学分数可以表达为两部分之和:
第三章 一元线性回归模 型
(教材第二、三章)
第三章 一元线性回归模型
3.1 回归的涵义 3.2 随机扰动项的来源 3.3 参数的最小二乘估计 3.4 参数估计的性质 3.5 显著性检验 3.6 拟合优度 3.7 预测
学习要点 回归模型的涵义,参数的OLS估计及其性质, 显著性检验
3.2 随机扰动项的来源
◦
16
3.2 随机扰动项的来源
◦ 性质1:扰动项代表了未纳入模型变量的影 响。例如个人健康状况、居住区域等等。
◦ 性质2:反映了人类行为的内在随机性。即 使模型中包括了决定数学分数的所有变量, 其内在随机性也不可避免,这是做任何努 力都无法解释的。
◦ 性质3:还代表了度量误差,例如收入的数 据可能不等于真实值。
总体回归函数(population regression function, PRF)
◦ 上图中,圆圈点称为条件均值;条件均值的连线 称为总体回归线。
◦ 总体回归线表明了Y的均值与每个X的变动关系。 ◦ 上图近似线性的总体回归线可以表示成:
E Y 参cXoie数ffE(i表cipeY示nart给saX)mi定e;t的er称sBX)1值为,所截B也2对距X称应(i回的in归tYe系r的ce数均pt()值r,;egBr1e称、ss为Bio称2n斜为 率(slope)。 ◦ 斜率系数B度1 量了X每变动一单位,YB(2 条件)均值 的变化率。举例: ,含义?
◦ 本书主要关注参数线性模型。从现在起, 线性回归(linear regression)是指参数线源自123.2 随机扰动项的来源
◦ 总体回归函数说明在给定的家庭收入下, 美国学生 平均的数学分数。
◦ 但对于某一个学生,他的数学分数可能与 该平均水平有偏差。
◦ 可以解释为,个人数学分数等于这一组的 平均值加上或减去某个值。用数学公式表 示为Y:i B1 B2 Xi ui
◦ 性质4:“奥卡姆剃刀原则”——即描述应 该尽可能简单,只要不遗漏重要的信息,
B2 0.001
6
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 实际中往往无法获得整个总体的数据,怎 么估计总体回归函数?即如何求参数B1、 B2?
◦ 通常,我们仅仅有来自总体的一个样本。 ◦ 我们的任务就是根据样本信息估计总体回
归函数。 ◦ 怎么实现?
其e中i ,ui是 的估计量,ei 称 为残差(residual)。
ei ◦ 表示了Y的实际值与样本回归估计值的差。
10
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 回归分析:根据样本回归函数估计总体回 归函数。
11
3.1 回归的涵义
“线性”回归的特殊含义
9
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 可用样Yˆ本i 回b1归函b2 X数i (SRF)表示样本回归线:
其Y中ˆi , 总体条件均E值Y Xi 的估计量; b1 B1的估计量;b2 B2的估计量
◦ 并非所有样本数据都准确地落在样本回归线上, 因此建立随机样本回归函数: Yi b1 b2 X i ei
3
3.1 回归的涵义
总体回归函数(population regression function,PRF)
◦ 例:学生的家庭收入与数学分数有怎样的 关系?
4
3.1 回归的涵义
总体回归函数(population regression function,PRF)
◦ 根据上面数据做散点图
5
3.1 回归的涵义
ui
其中, 表示随机扰动项,简称扰动项。扰 动项是一个随机变量,通常用概率分布来 描述。
13
3.2 随机扰动项的来源
◦ 对于回归模型 Yi B1 B2 Xi ui
◦ Yi 称为 被解释变量(explained variable)
Xi
也称 应变量或因变量(dependent variable) 称为 解释变量(explanatory variable)
7
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 表2-2、2-3的数据都是从表2-1中随机抽取 得到的。
8
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 通过散点得到两条“拟合”样本数据的样 本回归线。
◦一B1是 B2 Xi ,E即Y Xi ,是该收入水平上的
平均数学分数。这一部分称为系统或确定
u性i 部分。
◦ 二 外是 的Y因i ,素E称决Y为定X非i 。 系ui统 或B1 随B机2 X成i 本ui ,由收入以
◦ 此时,称
为随机总体回
归函数(stochastic PRF)。 15
3.1 回归的涵义
回归分析(regression analysis)
◦ 用于研究一个变量(称为被解释变量或应 变量)与另一个或多个变量(称为解释变 量或自变量)之间的关系。
◦ Y代表被解释变量,X代表解释变量;解释 变量有多个时,用X1,X2,X3等表示。
◦ 例:商品的需求量与该商品价格、消费者 收入以及其他竞争性商品价格之间的关系。
◦ 对“线性”有两种解释:变量线性和参数 线性。
◦ 变 归E量 函Y线 数 性 ;B1:下 B例面2 X如的i2,前函E面数Y的不 总是B1体变 B(量2 X或线1i 样性本的):回
◦ 参 出数 现线 。性 下E:面Y参的 数模B1型B1B是、22X参Bi 2数仅以非线一性次方的:的形式
B1,
ui
B也 称2 称 为 称为
自变量(independent variable) 参数(parameter) 随机扰动项(random error term)
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3.2 随机扰动项的来源
◦ 上式如何解释?
◦ 可以认为,在给定家庭收X i 入水平 上,第i 个学生的数学分数可以表达为两部分之和:
第三章 一元线性回归模 型
(教材第二、三章)
第三章 一元线性回归模型
3.1 回归的涵义 3.2 随机扰动项的来源 3.3 参数的最小二乘估计 3.4 参数估计的性质 3.5 显著性检验 3.6 拟合优度 3.7 预测
学习要点 回归模型的涵义,参数的OLS估计及其性质, 显著性检验
3.2 随机扰动项的来源
◦
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3.2 随机扰动项的来源
◦ 性质1:扰动项代表了未纳入模型变量的影 响。例如个人健康状况、居住区域等等。
◦ 性质2:反映了人类行为的内在随机性。即 使模型中包括了决定数学分数的所有变量, 其内在随机性也不可避免,这是做任何努 力都无法解释的。
◦ 性质3:还代表了度量误差,例如收入的数 据可能不等于真实值。
总体回归函数(population regression function, PRF)
◦ 上图中,圆圈点称为条件均值;条件均值的连线 称为总体回归线。
◦ 总体回归线表明了Y的均值与每个X的变动关系。 ◦ 上图近似线性的总体回归线可以表示成:
E Y 参cXoie数ffE(i表cipeY示nart给saX)mi定e;t的er称sBX)1值为,所截B也2对距X称应(i回的in归tYe系r的ce数均pt()值r,;egBr1e称、ss为Bio称2n斜为 率(slope)。 ◦ 斜率系数B度1 量了X每变动一单位,YB(2 条件)均值 的变化率。举例: ,含义?
◦ 本书主要关注参数线性模型。从现在起, 线性回归(linear regression)是指参数线源自123.2 随机扰动项的来源
◦ 总体回归函数说明在给定的家庭收入下, 美国学生 平均的数学分数。
◦ 但对于某一个学生,他的数学分数可能与 该平均水平有偏差。
◦ 可以解释为,个人数学分数等于这一组的 平均值加上或减去某个值。用数学公式表 示为Y:i B1 B2 Xi ui
◦ 性质4:“奥卡姆剃刀原则”——即描述应 该尽可能简单,只要不遗漏重要的信息,
B2 0.001
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3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 实际中往往无法获得整个总体的数据,怎 么估计总体回归函数?即如何求参数B1、 B2?
◦ 通常,我们仅仅有来自总体的一个样本。 ◦ 我们的任务就是根据样本信息估计总体回
归函数。 ◦ 怎么实现?
其e中i ,ui是 的估计量,ei 称 为残差(residual)。
ei ◦ 表示了Y的实际值与样本回归估计值的差。
10
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 回归分析:根据样本回归函数估计总体回 归函数。
11
3.1 回归的涵义
“线性”回归的特殊含义
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3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 可用样Yˆ本i 回b1归函b2 X数i (SRF)表示样本回归线:
其Y中ˆi , 总体条件均E值Y Xi 的估计量; b1 B1的估计量;b2 B2的估计量
◦ 并非所有样本数据都准确地落在样本回归线上, 因此建立随机样本回归函数: Yi b1 b2 X i ei
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3.1 回归的涵义
总体回归函数(population regression function,PRF)
◦ 例:学生的家庭收入与数学分数有怎样的 关系?
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3.1 回归的涵义
总体回归函数(population regression function,PRF)
◦ 根据上面数据做散点图
5
3.1 回归的涵义
ui
其中, 表示随机扰动项,简称扰动项。扰 动项是一个随机变量,通常用概率分布来 描述。
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3.2 随机扰动项的来源
◦ 对于回归模型 Yi B1 B2 Xi ui
◦ Yi 称为 被解释变量(explained variable)
Xi
也称 应变量或因变量(dependent variable) 称为 解释变量(explanatory variable)
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3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 表2-2、2-3的数据都是从表2-1中随机抽取 得到的。
8
3.1 回归的涵义
样本回归函数(sample regression function, SRF)
◦ 通过散点得到两条“拟合”样本数据的样 本回归线。
◦一B1是 B2 Xi ,E即Y Xi ,是该收入水平上的
平均数学分数。这一部分称为系统或确定
u性i 部分。
◦ 二 外是 的Y因i ,素E称决Y为定X非i 。 系ui统 或B1 随B机2 X成i 本ui ,由收入以
◦ 此时,称
为随机总体回
归函数(stochastic PRF)。 15