Прикладная теория вероятностей и математическая статистика

Прикладная теория вероятностей и математическая статистика Сравнение теоретической и эмпирической регрессий. Пример 2 Исходные данные: n = 30 наблюдений e y y* X 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 7 12 17 22 27 32 37 42 47 52 57 62 67 72 77 19,18343 -6,84115 1,889714 -7,45823 -3,47027 -3,29255 7,657559 16,16245 -16,0623 -24,7905 -7,13403 -8,76543 -4,10292 6,189174 8,901901 y  y  y=Y*+e 26,18343 5,158855 18,88971 14,54177 23,52973 28,70745 44,65756 58,16245 30,93765 27,20947 49,86597 53,23457 62,89708 78,18917 85,9019 yx  2  5 x  i  N (0,  ) 3 Функциональная линейная зависимость: (теоретическая регрессия) y  2  5x x 160 140 120 100 yx  2  5 x Y=2+5X 80 60 40 20 4 5 10 15 20 25 30 35 y  yx    2  5 x   180 160 140 120 100 yx  2  5 x Y*=2+5X 80 y  yx   Y=Y*+e 60 40 20 5 10 15 20 25 30 35 5 ˆ  0,97 ( xi , yi ), i  1,...,30 Сильная линейная зависимость между переменными y  y x     0  1 x   180 160 140 120 100 (Y=Y*+e xi , yi ), i  1,...,30 80 60 40 6 20 5 10 15 20 25 30 35 Парная линейная регрессия yˆ x  3,12  5,12 x 180 160 140 120 100 (Y=Y*+e xi , yi ), i  1,...,30 80 60 40 20 7 5 10 15 20 25 30 35 Теоретическая и эмпирическая регрессии yˆ x  3,12  5,12 x yx  2  5 x 180 160 140 120 100 (Y=Y*+e xi , yi ), i  1,...,30 80 (Y* xi , y xi ), i  1,...,30 60 40 20 5 10 15 20 25 30 35 8 5.3. Оценка параметров ПЛР Интерпретация коэффициентов функции регрессии и прогнозирование yˆ x  b0  b1 x b1 – коэффициент наклона, характеризует чувствительность показателя к изменению фактора. b1>0 (<0): увеличение объясняющей переменной (фактора) влечет увеличение (снижение) объясняемой переменной показателя. b0 – коэффициент смещения. 9 5.3. Оценка параметров ПЛР yˆ x  2,81x  1, 21 Поле корреляции 40,00 35,00 30,00 25,00 20,00 15,00 10,00 5,00 0,00 0,00 5,00 10,00 15,00 10 5.3. Оценка параметров ПЛР yˆ x  2,81x  1, 21 b1  2,81  Увеличение количества баллов за летучки на 1 приводит к увеличению баллов, полученных на экзамене в среднем на 2,81 балла. b0  1, 21  Если не набрать баллы за летучки вообще (𝑥 = 0) в среднем получишь 1,21 балла. 11 5.3. Оценка параметров ПЛР yˆ x  2,81x  1, 21  Чтобы улучшить результат на 10 баллов, нужно 10  3,56 баллов набрать за летучки в среднем на 2,81 больше.  Чтобы получить 40 баллов (𝑦 = 40), необходимо набрать за летучки в среднем 13,8 баллов. 12 5.4. Оценка качества модели парной линейной регрессии y   0  1 x   yˆ х  b0  b1 x yi  yˆ xi  ei  b0  b1 xi  ei Вопросы: 1.Можно ли с определенной вероятностью найти подтверждение, что линейный вид функциональной зависимости выбран корректно? 2.Насколько хорошо оценки неизвестных параметров, полученные по МНК, приближают неизвестные коэффициенты? 13 5.4. Оценка качества модели ПЛР y i – наблюдаемое значение: хi , yi , i  1,..., n 1 n y – среднее значение: y   yi n i 1 ŷ xi – предсказанное значение: yˆ xi  b0  b1 xi , i  1,..., n yi yˆ x  b0  b1 x ŷ xi y 14 xi 5.4. Оценка качества модели ПЛР n Рассмотрим сумму: 2 ( y  y )  i i 1 Она может быть представлена в виде: n n n i 1 i 1 i 1 2 2 2 ˆ ˆ ( y  y )  ( y  y )  ( y  y )  i  xi  i xi (без доказательства) yi yˆ x  b0  b1 x ŷ xi y 15 xi 5.4. Оценка качества модели ПЛР Необъяснённое отклонение Общее отклонение ( yi  yˆ xi ) ( yi  y ) Объяснённое отклонение ( yˆ xi  y ) n n n 2 2 2 ˆ ˆ ( y  y )  ( y  y )  ( y  y )  i  xi  i xi i 1 i 1 i 1 16 5.4. Оценка качества модели ПЛР Остатком будем называть: ei  yi  b0  b1 xi , i  1,..., n ei  yi  yˆ xi , i  1,..., n n n i 1 i 1 2 ˆ ( y  y )   ei Необъяснённое отклонение:  i xi 2 Остаточная сумма квадратов (Residual Sum of Squares) n n 2 2 ˆ RSS   ( yi  y xi )   ei i 1 i 1 17 5.4. Оценка качества модели ПЛР Остаточная сумма квадратов (Residual Sum of Squares) RSS  n n i 1 i 1 2 2 ˆ ( y  y )  e  i xi  i Сумма квадратов отклонений (объясненных регрессией) n (Explained Sum of Squares) ESS  ( yˆ xi  y ) 2  i 1 Полная сумма квадратов (Total Sum of Squares) n TSS   ( yi  y ) 2 i 1 18 TSS  ESS  RSS 5.4. Оценка качества модели ПЛР Пакет анализа ЛИНЕЙН ESS RSS ESS RSS TSS 19 5.4. Оценка качества модели ПЛР Парный коэффициент детерминации – это мера вариации зависимой переменной, определяемая отношением объяснимой вариации к общей вариации: ESS 2 ˆ Rxy  TSS Интерпретация: «коэффициент детерминации показывает, какая доля дисперсии независимой переменной 𝑦 определяется дисперсией соответствующей функции регрессии» ESS 1377, 21 ˆ R    0, 72 TSS 1905,82 2 xy 20 5.4. Оценка качества модели ПЛР Парный коэффициент детерминации. 0  Rˆ xy2  1 Чем ближе коэффициент к 1, тем больше есть основания предполагать, что уравнение регрессии статистически значимо и линейная функция фактора 𝑥 оказывает сильное воздействие на результирующий признак 𝑦. ˆ xy2 R Замечание. Для модели парной линейной регрессии: 2 2 ˆ ˆ R xy   xy  21 5.4. Оценка качества модели ПЛР Парный коэффициент детерминации и качество модели. 0  Rˆ xy2  0,09 • Использование линейной регрессионной модели для приближенной оценки взаимосвязи 𝑥 и 𝑦 статистически необоснованно. 0,09  Rˆ xy2  0,49 • Использование линейной регрессионной модели для приближенной оценки взаимосвязи 𝑥 и 𝑦 возможно, но затем следует провести анализ значимости модели. 0,49  Rˆ xy2  1 •Есть все основания для использования линейной регрессионной модели для приближенной взаимосвязи 𝑥 и 𝑦. 22 5.4. Оценка качества модели ПЛР Проверка гипотезы о значимости модели в целом H0 : R2  0 H1 : R 2  0 •Основная гипотеза утверждает, что не существует статистически значимой линейной зависимости между признаками 𝑋 и 𝑌 в генеральной совокупности. •Альтернативная гипотеза утверждает, что признаки 𝑋 и 𝑌 в генеральной совокупности связаны линейной зависимостью. 23 5.4. Оценка качества модели ПЛР H0 : R2  0 Статистика: H1 : R 2  0 Rˆ xy2 n  k  1 ESS n  k  1 F    2 ˆ k RSS k 1  Rxy Если нулевая гипотеза верна, то статистика 𝐹 имеет распределение Фишера с числом степеней свободы числителя: 𝑑𝑓1 = 𝑘, а знаменателя: 𝑑𝑓2 = 𝑛 – 𝑘 – 1, где 𝑘 – число факторов в уравнении df 2  n  2 (для ПЛР: 𝑑𝑓2 = 𝑛 – 2, 𝑘 = 1), 𝑛 – объём выборки. F Критическая область – правосторонняя. 24 5.4. Оценка качества модели ПЛР H0 : R2  0 H1 : R 2  0 0, 7226 22  1  1 F   52,10 1  0, 7226 1 df1  k  1 df 2  n  2  22  2  20 k2  4,35 k 2 =F.ОБР.ПХ(0,05;1;20) F df 2  n  2 25 5.4. Оценка качества модели ПЛР Стандартная ошибка оценки – это (выборочное) среднеквадратическое отклонение наблюдаемых значений признака (𝑦) от предсказываемых значений признака (𝑦): Se  1 n 2 ei  n  2 i 1 Se В примере: Se  1 n 2 528, 61 ei   5,14  n  2 i 1 22  2 26 5.4. Оценка качества модели ПЛР Средняя ошибка аппроксимации 1 n yi  yˆ xi A  100% n i 1 yi – показывает, на сколько в среднем отклоняется предсказанное значение от наблюдаемого (в %) А  10% Возможность использования модели для прогнозирования В примере (дни на подготовку): А  5% 27 5.4. Оценка качества модели ПЛР 1 n yi  yˆ xi A  100 % n i 1 yi 28 5.5. Прогнозирование с помощью уравнения парной линейной регрессии y   0  1 x   yˆ х  b0  b1 x Вопрос: 1.Как построить точечный и интервальный прогнозы значения переменной 𝑦 при заданном значении переменной 𝑥? 29 5.5. Прогнозирование с помощью уравнения ПЛР Точечный прогноз. Оценить среднее значение переменной y при заданном значении переменной х x  x* yˆ х*  b0  b1 x* y ( x* )  ? При х  x * переменная y в среднем равна yˆ х* yˆ x  1, 21  2,81x х*  5,55 yˆ x  1, 21  2,81  5,55  16,81 30 5.5. Прогнозирование с помощью уравнения ПЛР Интервальный прогноз. Построить доверительный интервал для значения переменной 𝑦 при фиксированном значении фактора 𝑥 x  x*   P 1  y ( x* )   2   , 1 ,  2  ? yˆ х*  b0  b1 x*   P yˆ х*  t ,n  2  S y  y ( x* )  yˆ х*  t ,n  2  S y   1   S y  Se  1   n n   xi  x 2 x*  x i 1 2 31 5.5. Прогнозирование с помощью уравнения ПЛР В примере. x  5,55 P 1  y (5,55)   2   0,95, 1 ,  2  ? x  8,50 yˆ x (5,55)  16,81 1 x x  S y  Se  1   n  n   xi  x 2 * 2 i 1 1 (5,55  8,50) 2  5,14  1   22  5,38 22 2 ( x  8,50)  i i 1 32 5.5. Прогнозирование с помощью уравнения ПЛР В примере. x  5,55 P 1  y (5,55)   2   0,95, 1 ,  2  ? yˆ x (5,55)  16,81 S y  5,38 t0,05;20  СТЬЮДЕНТ.ОБР.2Х(1-0,95;20)=2,09   P yˆ х*  t ,n  2  S y  y ( x * )  yˆ х*  t ,n  2  S y   P 5,57  y (5,55)  28, 05  0,95 33