第十二章 回归分析要点

-131-第十二章 回归分析前面我们讲过曲线拟合问题。

曲线拟合问题的特点是，根据得到的若干有关变量的一组数据，寻找因变量与（一个或几个）自变量之间的一个函数，使这个函数对那组数据拟合得最好。

通常，函数的形式可以由经验、先验知识或对数据的直观观察决定，要作的工作是由数据用最小二乘法计算函数中的待定系数。

从计算的角度看，问题似乎已经完全解决了，还有进一步研究的必要吗?从数理统计的观点看，这里涉及的都是随机变量，我们根据一个样本计算出的那些系数，只是它们的一个（点）估计，应该对它们作区间估计或假设检验，如果置信区间太大，甚至包含了零点，那么系数的估计值是没有多大意义的。

另外也可以用方差分析方法对模型的误差进行分析，对拟合的优劣给出评价。

简单地说，回归分析就是对拟合问题作的统计分析。

具体地说，回归分析在一组数据的基础上研究这样几个问题：（i ）建立因变量y 与自变量m x x x ,,,21 之间的回归模型（经验公式）； （ii ）对回归模型的可信度进行检验；（iii ）判断每个自变量),,2,1(m i x i =对y 的影响是否显著；（iv ）诊断回归模型是否适合这组数据；（v ）利用回归模型对y 进行预报或控制。

§1 多元线性回归回归分析中最简单的形式是x y 10ββ+=，y x ,均为标量，10,ββ为回归系数，称一元线性回归。

它的一个自然推广是x 为多元变量，形如m m x x y βββ+++= 110 (1)2≥m ，或者更一般地)()(110x f x f y m m βββ+++= （2）其中),,(1m x x x =，),,1(m j f j =是已知函数。

这里y 对回归系数),,,(10m ββββ =是线性的，称为多元线性回归。

不难看出，对自变量x 作变量代换，就可将（2）化为（1）的形式，所以下面以（1）为多元线性回归的标准型。

1.1 模型在回归分析中自变量),,,(21m x x x x =是影响因变量y 的主要因素，是人们能控制或能观察的，而y 还受到随机因素的干扰，可以合理地假设这种干扰服从零均值的正态分布，于是模型记作⎩⎨⎧++++=),0(~2110σεεβββN x x y m m （3） 其中σ未知。

现得到n 个独立观测数据),,,(1im i i x x y ，m n n i >=,,,1 ，由（3）得⎩⎨⎧=++++=ni N x x y i i im m i i ,,1),,0(~2110 σεεβββ （4） 记-132-⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎣⎡=nm n m x x x x X 111111， ⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎣⎡=n y y Y 1 （5） T n ][1εεε =，T m ][10ββββ =（4）表为⎩⎨⎧+=),0(~2σεεβN X Y （6） 1.2 参数估计用最小二乘法估计模型（3）中的参数β。

由（4）式这组数据的误差平方和为∑=--==n i T i X Y X Y Q 12)()()(ββεβ （7）求β使)(βQ 最小，得到β的最小二乘估计，记作βˆ，可以推出 Y X X X T T 1)(ˆ-=β （8）将βˆ代回原模型得到y 的估计值 mm x x y βββˆˆˆˆ110+++= （9） 而这组数据的拟合值为βˆˆX Y=，拟合误差Y Y e ˆ-=称为残差，可作为随机误差ε的估计，而∑∑==-==n i n i i i iyy e Q 1122)ˆ( （10） 为残差平方和（或剩余平方和），即)ˆ(βQ 。

1.3 统计分析不加证明地给出以下结果：（i ）βˆ是β的线性无偏最小方差估计。

指的是βˆ是Y 的线性函数；βˆ的期望等于β；在β的线性无偏估计中，βˆ的方差最小。

（ii ）βˆ服从正态分布 ))(,(~ˆ12-X X N T σββ （11）（iii ）对残差平方和Q ，2)1(σ--=m n EQ ，且)1(~22--m n Q χσ （12）由此得到2σ的无偏估计 22ˆ1σ=--=m n Q s （13） 2s 是剩余方差（残差的方差），s 称为剩余标准差。

-133-（iv ）对Y 的样本方差∑=-=n i i y yS 12)(进行分解，有U Q S +=， ∑=-=n i i y yU 12)ˆ( （14）其中Q 是由（10）定义的残差平方和，反映随机误差对y 的影响，U 称为回归平方和，反映自变量对y 的影响。

1.4 回归模型的假设检验因变量y 与自变量m x x ,,1 之间是否存在如模型（1）所示的线性关系是需要检验的，显然，如果所有的|ˆ|j β ),,1(m j =都很小，y 与mx x ,,1 的线性关系就不明显，所以可令原假设为),,1(0:0m j H j ==β当0H 成立时由分解式（14）定义的Q U ,满足 )1,(~)1/(/----=m n m F m n Q m U F (15) 在显著性水平α下有α-1分位数)1,(1---m n m F α，若)1,(1--<-m n m F F α，接受0H ；否则，拒绝。

注意 拒绝0H 只说明y 与m x x ,,1 的线性关系不明显，可能存在非线性关系，如平方关系。

还有一些衡量y 与m x x ,,1 相关程度的指标，如用回归平方和在样本方差中的比值定义SU R =2 （16） ]1,0[∈R 称为相关系数，R 越大，y 与m x x ,,1 相关关系越密切，通常，R 大于0.8（或0.9）才认为相关关系成立。

1.5 回归系数的假设检验和区间估计当上面的0H 被拒绝时，j β不全为零，但是不排除其中若干个等于零。

所以应进一步作如下m 个检验),,1(m j =：0:)(0=j j H β 由（11）式，),(~ˆ2jj j j c N σββ，jj c 是1)(-X X T 对角线上的元素，用2s 代替2σ，由（11）~（13）式，当)(0j H 成立时)1(~)1/(/ˆ----=m n t m n Q c t jj j j β （17） 对给定的α，若)1(||21--<-m n t t j α，接受)(0j H ；否则，拒绝。

(17)式也可用于对j β作区间估计（m j ,,1,0 =），在置信水平α-1下，j β的置信区间为-134- ])1(ˆ,)1(ˆ[2121jj j jj jc s m n t c s m n t --+-----ααββ （18） 其中1--=m n Q s 。

1.6 利用回归模型进行预测当回归模型和系数通过检验后，可由给定的),,(0010m x x x =预测0y ，0y 是随机的，显然其预测值（点估计）为mm x x y 001100ˆˆˆˆβββ+++= （19） 给定α可以算出0y 的预测区间（区间估计），结果较复杂，但当n 较大且i x 0接近平均值i x 时，0y 的预测区间可简化为]ˆ,ˆ[210210s u y s u y αα--+- （20） 其中21α-u 是标准正态分布的21α-分位数。

对0y 的区间估计方法可用于给出已知数据残差i i i yy e ˆ-=),,1(n i =的置信区间，i e 服从均值为零的正态分布，所以若某个i e 的置信区间不包含零点，则认为这个数据是异常的，可予以剔除。

1.7 Matlab 实现Matlab 统计工具箱用命令regress 实现多元线性回归，用的方法是最小二乘法，用法是：b=regress(Y,X)其中Y ,X 为按（5）式排列的数据，b 为回归系数估计值mβββˆ,,ˆ,ˆ10 。

[b,bint,r,rint,stats]=regress(Y ,X,alpha)这里Y ,X 同上，alpha 为显著性水平（缺省时设定为0.05），b,bint 为回归系数估计值和它们的置信区间，r,rint 为残差（向量）及其置信区间，stats 是用于检验回归模型的统计量，有三个数值，第一个是2R （见（16）式），第二个是F （见（15）式），第3个是与F 对应的概率p ，α<p 拒绝0H ，回归模型成立。

残差及其置信区间可以用rcoplot(r,rint)画图。

例1 合金的强度y 与其中的碳含量x 有比较密切的关系，今从生产中收集了一批数据如下表： x 0.10 0.11 0.12 0.13 0.14 0.15 0.16 0.17 0.18y 42.0 41.5 45.0 45.5 45.0 47.5 49.0 55.0 50.0试先拟合一个函数)(x y ，再用回归分析对它进行检验。

解 先画出散点图：x=0.1:0.01:0.18;y=[42,41.5,45.0,45.5,45.0,47.5,49.0,55.0,50.0];plot(x,y,'+')可知y 与x 大致上为线性关系。

设回归模型为x y 10ββ+= （21）-135-用regress 和rcoplot 编程如下：clc,clearx1=[0.1:0.01:0.18]';y=[42,41.5,45.0,45.5,45.0,47.5,49.0,55.0,50.0]';x=[ones(9,1),x1];[b,bint,r,rint,stats]=regress(y,x);b,bint,stats,rcoplot(r,rint)得到b =27.4722 137.5000bint =18.6851 36.259475.7755 199.2245stats =0.7985 27.7469 0.0012即4722.27ˆ0=β，6194.140ˆ1=β，0ˆβ的置信区间是[18.6851,36.2594]，1ˆβ的置信区间是[75.7755,199.2245]；7985.02=R ，7469.27=F ，0012.0=p 。

可知模型（21）成立。

观察命令rcoplot(r,rint)所画的残差分布，除第8个数据外其余残差的置信区间均包含零点，第8个点应视为异常点，将其剔除后重新计算，可得b =30.7820 109.3985bint =26.2805 35.283476.9014 141.8955stats =0.9188 67.8534 0.0002应该用修改后的这个结果。

例 2 某厂生产的一种电器的销售量y 与竞争对手的价格1x 和本厂的价格2x 有关。

下表是该商品在10个城市的销售记录。

1x 元 120 140 190 130 155 175 125 145 180 150 2x 元 100 110 90 150 210 150 250 270 300 250Y 个 102 100 120 77 46 93 26 69 65 85y 与1x 和2x 的关系式，对得到的模型和系数进行检验。