ch07相关与回归分析.ppt

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1、Ch7 相关与回归分析,统计学原理,7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),主要介绍：相关分析，回归技术，回归诊断方法。,Ch7 主要内容,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),Ch7 学习目的,1，掌握相关与回归的基本概念2，掌握相关分析技术3，掌握一元线性回归方法4，掌握多元线性回归方法5，掌握回归诊断方法,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关

2、分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),Ch7 相关与回归分析,统计学原理,7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),7.1 相关与回归的基本概念,7.1.1 确定性关系与相关关系7.1.2 回归函数与经验方程7.1.3 相关与回归分析7.1.4 相关表与相关图7.1.5 相关关系的种类,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(

3、new),返回,7.1.1 确定性关系与相关关系,确定性关系也叫函数关系。Y(X=X t)，(7.1.1)即只要给定一个X，就可以确定一个Y，Y值随X的值变化，则变量Y,X之间，就是一种确定性的函数关系。Y(X=X t)是这两个变量之间的函数表达式。这个函数表达式，对应着一个具体的因果数学定理。相关关系也叫统计关系或者经验关系。相关关系的特征是，“2个以上变量的变化方向大致是规则的”，变量Y,X之间的某种近似规则关系，不是一种精确的确定性关系，只是一个经验关系 Y(X=X t)+；(7.1.2)是Y与(X=X t)的偏差，且总假定E()=0。这种经验关系就是统计相关关系。统计相关关系，常常表现

4、为一种统计定律。统计定律和相关关系，是相关回归分析的主要研究对象。,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念,返回,7.1.2 回归函数与经验方程,存在统计相关关系的变量Y,X之间，有Y(X=X t)+；(7.1.2)因为，E()=0，所以，E(Y|X=X t)(X t)是给定X=X t条件下Y的期望值，(X t)就是Y关于X的期望函数。它实际反映的是Y,X之间存在的统计规律。因为统计规律，总是可以在日常的实践过程中，不断回归重现。于是，期望函数，也称为Y关于X的回归方程或回归函数，记为(X=X t)E(Y|X=X t)(7.1.3)回归函数的具体表达式，通常也叫经验函数或者经验公式

5、。,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念,返回,7.1.3 相关与回归分析,相关与回归分析：是研究相关关系的一种有力数学工具。它是建立在对客观事物进行大量试验和观察的基础上，在不确定的现象中，寻找隐藏的统计规律性的数理统计方法。具体步骤是：第一步，根据研究的目的，通过观察和实验取得资料。第二步，整理资料。分组编制相关表，以便进行分析。第三步，绘制相关图。把成对的相关资料，绘成散布图或曲线图，从图形中，初步判断变量之间是否存在相关关系，以及相关的基本形式。第四步，相关关系的解析。建立回归方程，计算估计标准误差、相关系数等，以反映变量之间的关系、误差大小及密切程度，并运用数理统计方法

6、，进行检验和评价。,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念,返回,7.1.4 相关表与相关图,相关表与相关图，是研究相关关系的直观工具。一般在进行详细的定量分析之前，可以先利用它们，对现象之间存在的相关方向、形式和密切程度，作大致的判断。相关表，是一种反映变量之间相关关系的统计表。将某一变量，按其取值的大小顺序排列，然后再将与其相关的另一变量的值，对应排列，便可得到简单的相关表。利用相关表，便可得到相关图。相关图又称散布图。它是以直角坐标系的横轴代表变量X，纵轴代表变量Y，将两个变量的值，用坐标点(Xt,Y t)的形式描绘出来，用来反映两变量之间相关关系的图形。,Ch7 相关与回归

7、分析7.1 相关与回归的基本概念,7.1.4 相关表与相关图,【例7-1】利用某国1951-1970年的消费Y 和可支配收入X数据，可整理得相关表与相关图。,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念,返回,7.1.5 相关关系的种类,按相关的程度可分为完全相关、不完全相关、不相关 按相关的方向可分为正相关、负相关 按相关的形式可分为线性相关和非线性相关 按所研究的变量的多少可分为单相关、复相关和偏相关,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念,返回,7.2 相关分析,7.2.1 相关系数7.2.2 相关系数与相关程度7.2.3 相关系数的检验7.2.4 等级相关系数及其检验

8、,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),返回,7.2.1 相关系数,相关系数也叫单相关系数。它是在线性相关的条件下，用来测定变量Y,X之间相关程度的一个重要指标。通常以表示总体的相关系数，以表示样本的相关系数。存在线性相关的变量总体(Y,X)，定义为(7.2.1)式中：Cov(X,Y)是变量X和Y的协方差，Var(X)和Var(Y)分别是X和Y的方差。对来自总体(Y,X)的n组样本观察值(Y t,X t)，t=1,2,3,n-1,n，记为(7.2.2)其中SX,Y=Cov

9、(Xt,Yt)是样本(Y t,Xt)的协方差，SX和SY分别是X和Y 的样本标准差。样本相关系数，是根据样本观察值计算的。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.1 相关系数,总体值为常数，在很多情况下，是无法直接按定义计算的，只能通过样本相关系数，去估计值。容易证明，样本相关系数，是总体相关系数的一致估计量。可以证明，存在线性相关的变量之间，不论是总体相关系数，还是样本相关系数，均有0|1，0|1。为便于计算，引进如下符号：(7.2.3),Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.1 相关系数,【例7-2】利用某国1951-1970年的消费Y和可支配收入X数据，计算它们之间的

10、相关系数。解：根据相关系数的公式，有 于是,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,返回,7.2.2 相关系数与相关程度,如果|=1，表明(Y,X)之间是完全线性相关，完全线性相关，是一种精确的线性函数关系；如果|=0，表明(Y,X)之间没有关系或者线性无关；如果0|1，(Y,X)是一种线性统计关系，线性统计关系，是最常见的相关关系；01是正的线性相关；-10是负的线性相关。|值越大，则线性关比较系密切，反之，则线性关系不密切。同理，|=1，表示样本(Y t,X t)为完全线性相关；=1，表示(Y t,X t)为完全正线性相关，样本的所有点(Y t,X t)都在一条直线上；=-1，表示(Y t

11、,X t)为完全负线性相关，样本的所有点(Y t,X t)也都在一条直线上；=0，表示样本点(Y t,X t)在散点图上的分布是杂乱无章的，(Y t,X t)之间无相关关系；0|1，表示(Y t,X t)之间存在线性相关关系，其样本点(Y t,X t)大致地分布在某条直线左右。当|比较小时，样本点离该直线比较分散，而当|比较大（接近于1）时，样本点就靠近该直线。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,返回,7.2.3 相关系数的检验,检验样本相关系数，实质上是用样本相关系数，检验总体相关系数是否为0，如果=0，则两变量Y,X 之间，线性关系微弱；若0，则两变量Y,X 之间，线性关系显著。由的

12、分布理论，可以证明：如果变量Y,X是正态变量，当=0，则与有关的统计量(7.2.4)与有关的统计量(7.2.5)根据这一定理，可以检验是否为0（总体两变量之间直线相关关系是否为不显著）。各种不同的统计量，构成不同的检验方法。因此，的检验方法，有t统计量检验、F统计量检验和的查表检验。的查表检验，是t检验或者F检验方法的结果。三种方法的检验结论相同。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.3 相关系数的检验,t统计量检验作统计假设零假设H0：=0，备择假设H1：0。计算样本相关系数的t值，选择显著性水平，取小概率=1%或者=5%。根据和自由度n-2，求t分布的临界值t/2，若|t|t/

13、2，接受H0，表示Y,X之间相关不显著；若|t|t/2，拒绝H0，表示Y,X之间相关显著。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.3 相关系数的检验,F统计量检验作统计假设零假设H0：=0，备择假设H1：0。计算样本相关系数的F值，选择显著性水平，取=1%或者=5%。根据和自由度1,n-2，求F分布的两个临界值F1-/2(1,n-2),F/2(1,n-2)，且F1-/2(1,n-2)F/2(1,n-2)或F F1-/2(1,n-2)，拒绝H0，表示Y,X之间相关显著。说明:F检验是双侧检验，有两个临界值F1-/2(1,n-2),F/2(1,n-2)，且F1-/2(1,n-2)F/2(

14、1,n-2)，即接受零假设H0的临界区域为F1-/2(1,n-2)FF/2(1,n-2)FF/2(1,n-2)、1/F1/F1-/2(1,n-2)；由于有FF(1,n-2)和1/FF(n-2,1)，于是可以证明，在H0成立的条件下，F双侧检验等价于两个统计量F、1/F的单侧检验，两个统计量中只要有一个满足检验的要求即可，即F F/2(1,n-2)或者1/FF1-/2(1,n-2)=1/F/2(n-2,1)就接受H0。通常的做法是检验FF/2(1,n-2)，且统一记FF/2。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.3 相关系数的检验,的查表检验的查表检验，是t检验或者F检验方法衍生的结

15、果。不论是t检验还是F检验，其临界值t/2、F/2，对自由度n-2（样本容量=n）和样本相关系数，都有一个临界要求，反算出样本相关系数临界值/2，那么由显著性水平、自由度n-2及临界样本相关系数/2，就可以构成一个相关系数检验表。在给定条件下查验该表，就可以判断变量Y,X之间是否线性相关。作统计假设H0：=0，H1：0。计算样本相关系数。选择显著性水平，取=1%或者=5%。根据和自由度n-2，查相关系数表求临界值/2，若|/2，接受H0，表示Y,X之间相关不显著；若|/2，拒绝H0，表示Y,X之间相关显著。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.3 相关系数的检验,【例7-3】利用某

16、国1951-1970年的消费Y和可支配收入X的相关系数，在=5%时，是否可以认为Y和X之间存在显著性的线性相关关系。解：作统计假设H0：=0，H1：0。计算样本相关系数的t值。已知=0.999689，求得t=170.071。选择显著性水平，取=5%。根据和自由度n-2，求得t分布的临界值t/2(n-2)=t2.5%(20-2)=2.102。因为|t|=170.071t/2=2.102，所以拒绝H0，表示Y,X之间相关显著。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,返回,7.2.4 等级相关系数及其检验,等级相关系数（又称为顺序相关系数）。设有Xt和Yt两个数列，依数量的大小或者品质的优劣，分为

17、1,2,3,n-1,n个等级，以VX,t表示各个Xt的等级数，以VY,t表示各个Yt的等级数，则等级相关系数 s为(7.2.6)式中，n是样本容量。该公式可由两个等级变量的相关系数，推导而来。与相关系数类似，s的取值范围为0|s|1。s为正值，存在正的等级相关关系，s取负值，存在负的等级相关。s=1，表明两种现象的等级完全相同，存在完全正相关；s=-1，表明两种现象的等级完全相反，存在完全负相关。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.4 等级相关系数及其检验,等级相关系数检验。当样本容量n20时，可利用以下的t统计量，进行 s的检验(7.2.7)当总体等级相关系数 s=0时，可以证

18、明：t统计量服从自由度为n-2的t分布。在给定显著性水平下，如果|t|t/2(n-2)，接受H0，表示Y,X之间相关不显著；若|t|t/2(n-2)，拒绝H0，表示Y,X之间相关显著。同样也可以参照样本相关系数的检验方法，构造新的统计量t2去进行F检验，或者直接查相关系数表检验。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.2.4 等级相关系数及其检验,【例7-4】某校对学生某专业课程的复习时间和考试成绩进行调查。抽查10同学的有关数据如下表。计算复习时间与考试成绩的相关系数和等级相关系数。根据以上结果，能否得出复习时间越长考试成绩越高的结论。解：,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,7.

19、2.4 等级相关系数及其检验,解：首先对复习时间X与考试成绩Y按从小到大的顺序确定等级。对于Xt或者Yt相同的，取其应得等级的平均数。其次，计算相关系数。根据公式，得=0.587，t=2.05。在=5%、自由度=n-2=8条件下，得t/2(n-2)=2.306。因为|t|=2.05t/2(n-2)=2.306，表示Y,X之间相关不显著，难以判断复习时间X与考试成绩Y之间存在显著的线性关系。最后，计算等级相关系数 s。根据公式，得 s=0.9848，t s=16.04。在=5%、自由度=n-2=8条件下，得t/2(n-2)=2.306。因为|t s|=16.04t/2(n-2)=2.306，表示

20、Y,X之间相关显著，存在复习时间越长考试成绩越高的现象。,Ch7 相关与回归分析7.2 相关分析,返回,7.3 一元线性回归分析,7.3.1 标准的一元线性回归模型7.3.2 一元线性回归模型的估计7.3.3 一元线性回归模型的检验7.3.4 误差项t的自相关检验 7.3.5 一元线性回归模型的预测,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),返回,7.3.1 标准的一元线性回归模型,总体回归函数设因变量为Y，自变量为X；若Y的数学期望存在，且服从如下的分布 YN(1+2X,2

21、)(7.3.1)式中1，2和2是不依赖于X的未知参数。则方程 Y=1+2X+u;u N(0，2)(7.3.2)就称为一元线性回归模型（或称为相关方程）。其中，是随机误差项，E()=0。又由于Y的数学期望是X的函数，E(YX)=1+2X(7.3.3)Y的取值主要由X的取值决定，因此，E(YX)是一个关于X的回归期望，它从平均意义上表达了Y与X的统计规律性，于是，E(YX)也可以作为Y的估计，故 X=1+2X(7.3.4)称为总体一元回归估计方程或者回归估计函数，1，2是这个回归方程中的回归系数，其图形表现为一条直线。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.1 标准的一元线性回归

22、模型,误差项的标准假定 误差项的期望值恒为零，即E(tXt)=0(7.3.5)误差项的方差是同观察时点t无关的常数，即Var(tXt)=E(t2Xt)=2(7.3.6)时点不同的误差项之间不相关，即Cov(t,s)=E(ts)=0;ts(7.3.7)t的概率分布与1，2和X无关。X是给定的变量（确定变量），即X,不是有统计从属关系的随机变量。Cov(Xt,t)=E(Xtt)=0(7.3.8)t服从正态分布，即t N(0，2)(7.3.9)以上假定最早是由德国数学家高斯提出来的，也称为高斯假定或者标准假定。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.1 标准的一元线性回归模型,满足

23、以上假定的一元线性回归模型，称为标准的一元线性回归模型。满足假定的一元线性回归模型，称为标准线性正态回归模型。应当指出的是，在现实的情况是由于种种原因，以上假定常常不能得到满足。其最一般的模型及回归函数为Y=1+2X+u,X=E(YX)=1+2X(7.3.10)u为随机误差项，E(u)=0,E(2)=2，Y与u同分布，且均为非正态分布，我们以下的讨论均以(7.3.10)式为基础，其余变量的解释如前。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.1 标准的一元线性回归模型,样本回归函数，就是根据样本资料(Yt,X t)，对总体回归函数进行拟合的估计函数。由于样本(Yt,X t)来源于

24、总体(Y,X)，因此，样本回归线与总体回归线，有相同的函数形式。由样本关系方程(7.3.11)有样本回归函数(7.3.12)式中，Yt和X t分别是Y和X的第t次观察值；t为样本回归线上与X t相对应的值，它是对E(YtX t)的估计；为样本回归系数，是对总体回归系数的1，2的估计；t=Ytt是实际观察值与样本估计值之差，亦称残差，是一个可计算的量；n为样本容量；是对2的估计。样本回归函数是总体回归函数的近似反映。回归分析的主要任务，就是充分利用样本的信息，采用适当的方法，使得样本回归函数，尽可能接近真实的总体回归函数。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,返回,7.3.2 一元线

25、性回归模型的估计,回归系数的估计 最小二乘法，简记为OLS法。它的准则是使t的平方和最小，即(7.3.15)由极值条件，有联立方程(7.3.16)整理得正规方程组(7.3.17),Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,回归系数的估计（续）求解正规方程组，得(7.3.18)利用(7.2.3)式，则最小二乘估计量，又可简写为(7.3.19),Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,【例7-5】利用某国1951-1970年的消费Y和可支配收入X数据，建立消费对可支配收入的回归估计方程。解：因为消费Y和可支配收入

26、X之间是显著线性相关，所以，可以建立Y,X之间的一元回归估计模型Y=1+2X+u,X=E(YX)=1+2X根据最小二乘估计方法，得回归估计方程X=5.168775+0.900324X，S=3.174108481,2=0.9993781(2.205544043)(0.005293811)d=1.225513,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,最小二乘估计量的性质 可以证明，在高斯假定能够得到满足的条件下，(7.3.20)其方差(7.3.21)回归系数的最小二乘估计

27、量，是最优的线性无偏估计量和一致估计量。以上性质，在文献中被称为高斯马尔可夫定理。该定理表明，在高斯假定条件下，最小二乘估计量，是一种最佳的估计方式。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,随机误差项的方差估计 数学上可以证明，2的无偏估计S2可由下式给出：(7.3.23)在一元线性回归模型中，残差t必须满足1，2最小二乘估计要求所导出的两个约束条件：(7.3.24)因而失去了2个自由度，所以，残差t的自由度为n-2。S越小，表明实际观测点与所拟的样本回归线的离差程度越小，即回归线具有较强的代表性；反之，S越大，表明实际观测点与所拟合的样本回归的离

28、差程度越大，即回归线的代表性较差。因此，S又叫做回归估计的标准误差。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.2 一元线性回归模型的估计,【例7-6】利用例7-2、例7-5的有关数据，计算其消费对可支配收入回归估计方程的回归估计标准误差。解：已知n=20,(Y)=7206.3,(Y2)=2888129,(XY)=3166305,(2)=(Y2)-5.168775(Y)-0.900324(XY)=2888129-5.168775 7206.3-0.9003243166305=181.3493637S2=(2)/(n-2)=181.3493637/18=10.07496465S=3

29、.174108481LXX=359506.4,(X)=7889.3,(X)/n=394.465另外可计算回归系数1，2估计值的标准差分别为(2.205544043)和(0.005293811)。上述结果如果用Excel软件计算将更为简单。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,返回,7.3.3 一元线性回归模型的检验,回归模型检验的种类包括理论意义检验、一级检验和二级检验。理论意义检验，主要涉及参数估计值的符号和取值区间，如果它们与实质性科学的理论及其人们的经验不相符，就说明模型不能很好地解释现实的现象。一级检验，又称为统计学检验，它是利用统计学的抽样理论，来检验回归方程的可靠性，具

30、体可分为拟合程度评价和显著性检验。一级检验，是所有回归分析必须通过的检验。二级检验，又称为经济计量学检验，它是对标准线性回归模型中的高斯假定条件能否满足，进行检验，具体包括序列相关、异方差性检验等。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.3 一元线性回归模型的检验,由于(7.3.30)LYY是实际观察值与其样本均值的总的离差平方和，SSR是由回归直线解释的那部分离差平方和，称为回归平方和，SSE是残差平方和，是用回归直线无法解释的部分离差平方和。公式两端同除以LYY，则(7.3.31)显然，各个样本观察值与样本回归线靠得愈近，SSR在LYY中的比例就越大。因此，可定义这一比例

31、为可决系数(7.3.32),Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.3 一元线性回归模型的检验,可决系数2，是对回归模型拟合程度的综合度量指标，2越大，模型拟合程度越高；2越小，模型拟合程度越差。可决系数2具有如下性质：021；当样本观察值(Yt,X t)都处于回归直线上时，SSE=0，2=1；当观察值(Yt,X t)并不全部处于回归直线上时，SSE0，021；当模型中解释变量X与因变量Y完全无关时，LYY=SSE，2=0。2是样本观察值(Yt,X t)的函数，它也是一统计量；2的开平方根为样本相关系数。可决系数开平方根后的符号，由回归变差LXY决定，它们两者同号。注意：虽然2

32、给出了一个回归的好坏、适与不适的程度，但不能说只有2=0时才表明X完全不能解释Y。因为，即使总体相关系数=0，样本相关系数也不会正好是0。所以，一个更根本的问题是：0是否表示X和Y真正相关0？回答这个问题的统计方法是问：2或是否显著地异于0？这就需要进行显著性检验。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.3 一元线性回归模型的检验,显著性检验回归分析的显著性检验，包括两方面的内容：一是对各回归系数的显著性检验；二是对整个回归方程的显著性检验。通常前者采用t检验，后者则是在方差分析的基础上，进行F检验。在一元线性回归模型中，由于只有一个解释变量X，对2=0的t检验，和对整个回归

33、方程的F检验，是等价的。因此，这里只介绍对回归系数的显著性检验，而对整个回归方程的显著性检验，在下一节介绍。回归系数的显著性检验，就是根据样本估计的结果，对总体回归系数的有关假设进行检验。为了进行检验，必须了解 的概率分布。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.3 一元线性回归模型的检验,因为 均为线性估计量，是因变量Yt的线性组合，根据高斯假定，可知Yt是服从正态分布的变量，所以 也服从正态分布。有(7.3.34)其中在总体方差2已知的情况下，可利用Z检验方法，对回归系数进行假设检验。但一般来说，2是未知的，需要用其无偏估计量S2去代替。用 代表 的估计值，数学上可以证明

34、，当样本为小样本时，有(7.3.35)利用以上结论，就可以对回归系数进行显著性检验。1，2的检验方法是相同的，但2的检验更为重要，因为它表明自变量X对因变量Y线性影响的程度。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.3 一元线性回归模型的检验,以2的检验为例，其回归系数的显著性检验步骤：作统计假设零假设H0：2=0，备择假设H1：20。计算回归系数2的t值选择显著性水平，取小概率=1%或者=5%。根据和自由度n-2，求t分布的临界值t/2，若|t|t/2，接受零假设H0，表示Y,X之间相关不显著；若|t|t/2，拒绝零假设H0，表示Y,X之间相关显著。对一元线性回归模型，利用(

35、7.3.18)，有(7.3.36)可以证明：检验H0：2=0等价于检验H0：=0，如果检验认为20，就意味着0，即认为X对Y的解释作用是真实的。由于t t(n-2)，可以证明，t2=F F(1,n-2)，于是在一元线性回归模型中，对2的t检验和对LYY的解释平方和做F检验也是完全等效的。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,返回,7.3.4 误差项t的自相关检验,自相关或称序列相关：如果误差项之间存在相关关系，Cov(t,s)=E(ts)0;ts;ts(7.3.37)则称这种现象为误差项t的自相关或称序列相关。如果进一步有t=et-1+t;t N(0,2);且E(t s)=0;ts

36、;ts。(7.3.38)其中-1e1，则具有这种自回归关系的误差项相关，简称一阶自相关。E(t-1t)=E(tt+1)=e(7.3.39)如果误差项t存在自相关，则(7.3.12)式，便不能反映变量之间真正的依存关系，其用最小二乘法所做的回归估计，便是一个无效的估计，因此必须对t的独立性进行检验。由于总体资料是未知的，因此，只能以样本回归模型中的误差项t来检验。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,图解法虽然t是总体误差，t是样本误差，t和t不是同一回事，但它们是有关的。可以证明(7.3.40)如果t存在自相关，则借助于(7.3.40)式中t可以反

37、映出来。因此，考察t可以揭示有关t序列相关的线索。为此，可以针对式(7.3.40)编制t对时点t的散布图；或者针对式(7.3.38)编制t对t-1散布图。如果散布图表现如图7-4，就可以推测其中存在自相关；如果表现不是这样，也许可以认定为不存在自相关。进一步，如果散布图有一种同号残差相随的倾向，就表明存在正相关E(ts)0;ts；如果散布图有一种异号残差相随的倾向，就表明存在负相关E(ts)0;ts。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,图解法,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,符号分析顺序记下LS回

38、归中残差t=Ytt的符号，如果残差t 0，则记为“+”，若残差t 0，则为“”，如此一个残差序列t,t=1,2,3,n便可获得一个符号序列，比如“+”，符号序列中，连续同号的符号串，称为一个游程或者一个连串，一个游程中符号的个数，叫做游程的长度。可以证明，如果误差项t不存在序列相关e=0，则符号序列中符号“+”或“”的出现，应该是完全随机的；连串过多或者过少，都是违反随机原则的，应有 e0。利用符号检验方法，可以判断，如果连串过少，就表明有正的自相关；如果连串过多，就表明有负的自相关。符号检验的具体方法参见第六章。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检

39、验,D-W检验D-W检验，也叫德宾沃森检验法(Durbin-Waston test)。该方法对检验是否存在一阶自相关，尤其有效。D-W检验法的统计量d定义为(7.3.41)其中n代表样本大小。因为，和 只相差一期观察值，它们是近似相等的，因此令，则(7.3.41)式可写成(7.3.42),Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,定义样本的一阶自相关系数e为(7.3.43)它是e的一个估计式。利用(7.3.43)式，可以把(7.3.42)式写成(7.3.44)d的变化范围为0到4。可见，如果不存在一阶自相关，有e=0，d2；如果存在完全的正自相关e=+1

40、，于是d0，因此，d愈接近于0，则存在正自相关的可能性比较大，在残差图上各个t将聚集在一起，其差分势|t-t-1|表现必很小；如果e=-1，则连续的残差中有完全的负自相关，从而d4，因此，d愈接近于4，则愈能证实存在负自相关，其残差表现是一个正的t之后往往会有一个负的t，于是|t-t-1|t|。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,为了进一步判定在各种情况下，是否存在正的或负的自相关的问题，Durbin-Waston对任意的样本容量n和多达5个解释变量的情形，给出了d的分布及d的两个值dL（下界）和dU（上界）。如果d值落在0,dL范围内，则认为存

41、在正自相关；如果d值落入dU,4-dU范围内，则认为存在负自相关；而当d落入dU,4-dU范围内时，则认定不存在自相关；但当d落入dL,dU或者4-dL,4-dU范围内时，则不能认定是否存在自相关。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,D-W双侧检验的具体步骤：作统计假设H0：e=0，H1：e0。计算样本残差t，计算(7.3.41)式d统计量。选择显著性水平，取=1%或者=5%。根据，查d统计量表求临界值dL/2，dU/2，若d4-dU/2，拒绝H0选择H1存在自相关；若dU/2d4-dU/2，则接受H0，表示不存在自相关；如果dL/2ddU/2，

42、或者4-dL/2d4-dU/2，检验结果不确定。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.4 误差项t的自相关检验,【例7-7】利用例7-2、例7-5、例7-6的有关数据，试对消费与可支配收入的回归估计方程进行D-W双侧检验。解：利用最小二乘估计方法，得回归估计方程的所有估计参数X=5.168775+0.900324X,S=3.174108481,2=0.9993781(2.205544043)(0.005293811)d=1.225513其中(2.205544043)和(0.005293811)为回归系数1，2估计值的标准差，而d为D-W检验法的统计量。对于n=20，包括常数

43、项在内的自变量个数k=2，查D-W统计量d表，在=5%显著水平上，得dL=1.20和dU=1.41，因为d=1.225513在dL=1.20和dU=1.41之间，故不能做出是否存在自相关的决定。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,返回,7.3.5 一元线性回归模型的预测,回归预测的基本公式为(7.3.45)式中，X0是给定的X具体数值；0是X0给定时Y的预测值。回归预测是一种有条件的预测，在进行预测时，必须先给出X0的具体数值。当给出X0属于样本内的数值时，利用(7.3.45)式计算0称为内插检验或者事后预测。当给出X0属于样本之外的数值时，利用(7.3.45)式计算0称为外推预

44、测或者事前预测。通常所说的预测就是指事前预测。预测误差0是根据样本回归方程计算的，它是样本观察值的函数，因而也是一随机变量。0与所要预测的Y的真值之间，必然存在一定的误差。这个误差的来源，一般可以概括为以下四个方面：模型结构误差所造成的误差。这一误差，可以用总体的方差2来评价。回归系数的估计值同其真值不一致所造成的误差。这一误差，可以用回归系数的最小二乘估计量的方差 来评价。这个方差值的大小，通常用来衡量模型的稳定性。自变量X的设定值同其实际值的偏离所造成的误差。未来时期1，2发生变化所造成的误差。在以上造成预测误差的原因中，、两项不属于回归方程本身的问题，而且也难以事先予以估计和控制。因此，

45、在下面的讨论中，假定只存在、两种误差。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.5 一元线性回归模型的预测,设X0给定时Y的真值为Y0，有Y0=1+2X0+u0,(7.3.46)则有(7.3.47)式中，e0是预测的残差。利用期望值与方差的运算规则，以及前面给出的回归系数最小二乘估计量的期望值与方差，可以证明(7.3.48)在此基础上，可以证明，0是Y0的最优线性无偏估计预测，即在高斯假定得到满足的条件下，(7.3.45)式就是Y0的最佳预测方式。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,7.3.5 一元线性回归模型的预测,Y0的区间估计：由(7.3.47)、(7.3.

46、48)式可知，在高斯假定条件下，e0服从于标准正态分布，即e0 N(0，Var(e0)(7.3.49)由于Var(e0)中的2是未知的，通常用其无偏估计量S2来代替。如果用Se0来表示预测的标准误差的估计值，(7.3.50)数学上可以证明(Y0-0)/Se0 t(n-2)(7.3.51)对于给定的置信度为1-，有Pro0-t/2(n-2)Se0 Y0 0+t/2(n-2)Se0=1-，(7.3.52)于是可以得出Y0的1-的置信区间为0-t/2(n-2)Se0 Y0 0+t/2(n-2)Se0，(7.3.53)式中，t/2(n-2)是置信度为1-、自由度为n-2的t分布的临界值。该区间以0为中

47、点，长度为2 t/2(n-2)Se0。中点0随X0线性地变化；其长度在处最短；X0越远离，长度就越长。因此，置信区间的上限与下限曲线对称地落在回归直线两侧，而呈喇叭型。,Ch7 相关与回归分析7.3 一元线性回归分析,返回,7.4 多元线性回归分析,7.4.1 标准的多元线性回归模型7.4.2 多元线性回归模型的估计7.4.3 多元线性回归模型的检验7.4.4 多元线性回归模型的预测,Ch7 相关与回归分析7.1 相关与回归的基本概念7.2 相关分析7.3 一元线性回归分析7.4 多元线性回归分析(new)7.5 回归诊断与残差分析(new),返回,7.4.1 标准的多元线性回归模型,设因变量

48、Y和自变量X2,X3,X4,.,Xp的关系模型为Y=1+2X2+3X3+4X4+.+pXp+u;u N(0，2)(7.4.1)上式中，是随机误差项，且服从标准正态分布，1，2，3，4，p是总体回归系数，2是总体方差。由于j表示在其它自变量保持不变的条件下，自变量Xj的单位变动所引起的Y的平均变动，因此又叫偏回归系数。偏回归系数j和总体方差2均是不依赖于Xj的未知参数，必须利用样本资料进行估计；它们的估计值依然记为。显然，如果有来源于总体的n组样本(Y；X 2,X 3,X 4,X p)t，t=1,2,3,4,.,n-1,n，那么多元线性回归的总体模型可表为(7.4.2),Ch7 相关与回归分析7

49、.4 多元线性回归分析(new),7.4.1 标准的多元线性回归模型,令Y=(Y1,Y2,Yn)1n,=(1,2,n)1n,u=(u1,u2,un)1n,e=(e1,e2,.,en)1n,=(1,2,3,4,.,p)1p,=()1 p,(7.4.3)则(7.4.2)式可写成矩阵形式Y=X+u;u N(0n，2 In)=N(0，2 I)(7.4.4)多元线性回归的总体向量函数表为X=X(7.4.5)多元线性的样本向量方程为Y=X+e;e N(0，I)(7.4.6)其回归的样本函数为X=X(7.4.7)此时，回归函数的图形表现不再是一条直线，而是一个向量平面。,Ch7 相关与回归分析7.4 多元线

50、性回归分析(new),返回,7.4.2 多元线性回归模型的参数估计,回归系数的估计多元线性模型中，的估计，依然采用最小二乘法使残差平方和最小(7.4.8)分别对回归系数求偏导数并令其为0，就可以得出回归系数的最小二乘解。但更多的是将残差平方和写成(7.4.9)运用极值原理，Qe对微分并令其为0，也可求得使Qe最小的，这就是OLSE。,Ch7 相关与回归分析7.4 多元线性回归分析(new),7.4.2 多元线性回归模型的参数估计,（7.4.10）其中2 XY=XY+YX 是因为 XY和YX 都是一阶方阵，即为一个数。由(7.4.10)式有 XX=XY(7.4.11)当(XX)-1存在，即|XX