Анализ точности определения оценок коэффициентов регрессии. Так как выборочные данные являются случайными величинами, оценки и также являются случайными величинами

Так как выборочные данные являются случайными величинами, оценки и также являются случайными величинами. В случае выполнения условий Гаусса-Маркова, оценки будут несмещенными и состоятельными. При этом они будут тем надежнее, чем меньше их разброс вокруг их математических ожиданий или меньше их дисперсия. Надежность получаемых оценок тесно связана с D(). Как уже известно , . Из соотношений можно сделать следующие очевидные выводы:

1) дисперсии и прямо пропорциональны D() = ²;

2) чем больше число наблюдений, тем меньше дисперсия;

3) чем больше (разброс х), тем меньше дисперсии оценок.

Так как случайные составляющие по выборке определены быть не могут, при анализе надёжности оценок коэффициентов регрессии они заменяются наблюдаемыми отклонениями , а дисперсии случайных отклонений D() = ² заменяются несмещенной оценкой = (здесь (n-2) – число степеней свободы). S – называют стандартной ошибкой регрессии. Тогда оценки дисперсий оценок

и ,

S _a и S_b – стандартные ошибки коэффициентов регрессии.

Пример. Получим оценки S², S _a, S_b для условий примера из лекции 2.

Решение

Ранее было получено уравнение регрессии

, с использованием которого можно было рассчитать модельные значения . Чтобы получить стандартные ошибки, необходимо:

1) n = 7;

S² = 263,1583/5 = 52,632; S = 7,255;

2)

3) S_b² = S_b = 2,202;

4) S _a ² = S _a = 7,443.

Стандартные ошибки регрессии и её коэффициентов можно получить при использовании ППП Excel (см. Вывод итогов).

Если выполняется условие нормальности распределения случайного члена: ~ N(0; ), то МНК оценки коэффициентов регрессии тоже нормальны с соответствующими параметрами, так как они являются линейными функциями от У_t:

~ N() и ~ N().

Если условие нормальности ошибок не выполняется, то при некоторых условиях регулярности и росте n можно считать это распределение асимптотически нормальным.

Во время статистических исследований всегда проверяют гипотезы:

Н₀: а = а ₀ или «о значимости» Н₀: а = 0

Н₀: b = b₀ Н₀: b = 0.

Альтернативная гипотеза () предусматривает построение двусторонней критической области. В качестве критерия проверки используют случайные величины, называемые

t-статистиками: t_b = или t_a = ; которые имеют распределение Стьюдента с (n-2) степенями свободы. Проверка состоит в следующем:

- если , то нет оснований отвергать Н₀;

- если , то Н₀ отвергают.

При оценке значимости коэффициентов линейной регрессии на начальном этапе можно использовать «грубое» правило:

1) если стандартная ошибка коэффициента больше его по модулю (), то коэффициент не значим (надежность меньше 0,7);

2) если , то оценка может рассматриваться как относительно значимая, 0,7 <<0,95;

3) 2, то оценка значима, 0,95 <<0,99;

4) , это почти гарантия наличия линейной связи.

В каждом конкретном случае имеет значение число наблюдений. Чем их больше, тем надежнее при прочих равных условиях выводы о значимости коэффициентов. При n>10 «грубое» правило практически всегда работает.

Соответствующие доверительные интервалы для оценок коэффициентов регрессии с надёжностью имеют вид: () и ().

Пример. Проверим гипотезу Н₀: b = 37 при и 0,05 для нашего примера.

1)

2) t_кр.дв(0,01;5) = 4,03; t_кр.дв(0,05;5) = 2,57;

3) Так как = 0,072 < t_кр.дв(0,05;5) = 2,57, то нет оснований отвергать Н₀.

Если Н₀ отвергается при , то она будет отвергнута и при . Если Н₀ не отвергается при , то она не будет отклоняться и при автоматически. Стандартные ППП содержат проверку «значимости» полученных оценок. При этом если Н₀: b = 0 не отклоняется, то коэффициент b статистически не значим, то есть нет зависимости между Х и У.

Дата добавления: 2014-01-20; Просмотров: 673; Нарушение авторских прав?; Мы поможем в написании вашей работы!