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2、一元线性回归 PPT课件

2、一元线性回归 PPT课件

假设零均值同方差 E( )=0
无序列相关性
i
假设零均值同方差 无序列相关性
Var( i)= 2
E(Yi )= 0 1 X i
Var(Yi /X i )= 2
假设零均值同方差 Cov( i , j)=0 Cov(Yi , Y j)=0
无序列相关性
二、普通最小二乘法
给定一元线性回归模型
回归函数(方程)
E(Y
X
)=
i
0 1X i
估计
回归模型
估计
Yi 0 1 X i i
样本(实际) Yˆi ˆ0 ˆ1Xi Yi ˆ0 ˆ1Xi ei
2.2 一元线性回归模型的参数估计
一元线性回归模型是最简单的线性回归模型,在模型中只有 一个自变量,其参数估计方法普通最小二乘法也是最普 遍使用的。
n
X
2 i

(
X i )( Yi ) Xi )2
将ˆ1代入正规方程组,令 X
ˆ0 Y ˆ1 X
Xi n
,Y

Yi
n
,得ˆ0表达式

xi

Xi X
,则

ˆ0
yi Yi Y ,即分别代表样本值与其平均值的离 、ˆ1表达式可简写为


ˆ1


质,即最小二乘估计量还具有一致性:当样本容量趋于无 穷时,估计量收敛于总体参数真值。
高斯—马尔可夫定理(Gauss-Markov theorem)
在给定经典线性回归的假定下,最小二乘估计 量是具有最小方差的线性无偏估计量。
2、无偏性,即估计量ˆ0 、 ˆ1 的均值(期望)等于总体回归

《一元线性回归》课件

《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

第二章 一元线性回归分析基础-PPT文档资料

第二章 一元线性回归分析基础-PPT文档资料
, X , , X ) 也可以用显函数形式表示为 Y 1 2 n
其中最简单的形式为一元线性函数关系。
例如 当某种商品单价P固定不变,其销售收入y与销售 的商品数量x之间的关系为一元线性关系,即y = Px 如果用x,y构成的直角坐标图来表示,上式所表示的 函数关系为一条经过坐标原点的直线,所有可能的点 都在这条直线上。
Y X Y Y Y 0 1 , X X X
其中Y为消费额,X为收入。
该线性方程描述了消费与收入之间的确定关系,即给定 一个收入值,可以根据方程得到一个唯一确定的消费值。 但实际上消费与收入间的关系不是准确实现的。
原因: 1. 消费除了受到收入的影响外,还受到其他一些因素 的影响。 例如,消费者所处群体的平均水平、家庭人口、消 费习惯、银行存款利率、商品价格变化趋势、对未 来收入的期望等。 2. 线性关系的近似性,即所假定的线性关系并不严格。 3. 收入数值的近似性,即所给定的收入数据本身并不 绝对的反映收入水平。 所以,更符合实际情况的消费与收入之间的关系如下
Y X u 是一个随机方程,参数和可以
用回归分析法求得,所以它是一个线性回归方程,因 而也是一个计量经济学方程。
因为绝大多数经济变量都受到多种其他经济变量 的影响,所以变量之间有完全确定的函数关系的情况 在经济问题中很少见。 引入随机误差项,将变量之间的关系用一个线性 随机方程来描述,用随机数学的方法来估计方程中的 参数,这就是线性回归模型的特征,也就是线性计量 经济学模型的特征。
X u , i 1 , 2 , , n 当k=2时, Y i 1 2 i i 为一元线性回归模型。 参数2确定了解释变量X影响被解释变量Y的基本关系, 不确定的部分由变量u表示,u称为随机误差项。 以家庭收入X与消费支出Y之间的关系为例 每个家庭的消费支出Y主要取决于该家庭的收入X, 但是也受其他因素的影响。 • 高收入的家庭,消费支出的离散性比较大(方差较大) • 低收入的家庭,消费支出的离散性比较小(方差较小) 通常,消费支出Y的分布函数是多种多样的,不一 定是正态分布,也不一定是相同的分布。分布函数的 方差、均值都不相同,分布函数的形式也不同。如图

第二章一元线性回归模型PPT课件

第二章一元线性回归模型PPT课件

参数估计值 ˆ 的分布称为 ˆ 的抽样分布,密度函
数记为 f ( ˆ )
如果 E(ˆ) ,称 ˆ 是参数 的无偏估计式,否
n
XiYi Xi2(
Xi Yi Xi)2
^ 0
Xi2 Yi Xi XiYi n Xi2 * ( Xi)2
16
用离差表现的OLS估计式
为表达得更简洁,或者用离差形式OLS估计式:
__
__
^
1
(Xi
X)(Yi Y)
__
(Xi X)2
xiyi xi2
^
0
__
Y
ˆ1
X
注意其中: xi Xi X
Cov(Xi,ei)0
●解释变量 Y ˆ i 与剩余项 e i 不相关
Cov(Yˆi,ei)0
*
19
第三节、最小二乘估计量的统计性质 (一)参数估计式的评价标准
1. 线性性 估计量 ˆ 0 , ˆ1 是 Y i 的线性组合
*
20
2. 无偏性
前提:重复抽样中估计方法固定、样本数不变、经
重复抽样的观测值,可得一系列参数估计值
yi Yi Y
而且样本回归函数可写为 * yˆi ˆ1xi
17
二、几个常用的结果
可以证明:
●回归线通过样本均值
Y
Y ˆ0 ˆ1X
Y
●估际计观值测值Y ˆ i
的均值等于实
Y i 的均值
Yˆi Y
n
X
X
*
18
●剩余项 e i 的均值为零
e ei 0
n
●因变量估计值 X i 与剩余项 e i 不相关
e
i
可正可负,所以可以取

21一元线性回归模型.ppt

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
·
·
·
· ·

一元线性回归分析PPT课件

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

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

一元线性回归模型ppt课件


差e的原因.
例1.(多选)在如图所示的四个散点图,适合用一元线性回
归模型拟合其中两个变量的是( AC ).
例2.在一元线性回归模型中,下列关于Y=bx+a+e的说法正确的是( C )
A.Y=bx+a+e是一次函数
B.响应变量Y是由解释变量x唯一确定的
C.响应变量Y除了受解释变量x的影响外,可能还受到其他因素的影响,这
Y bx a e
(1)

2
E (e ) 0,D(e ) .
追问3.对于父亲身高为xi的某一名男大学生,他的身高yi一定是bxi+a吗?
对于父亲身高为的某一名男大学生,他的身高 并不一定为
bxi+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 -(+a).
相关程度较高.
编号
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
父亲身高/cm 174
170
173
169182172180172168
166
182
173
164
180
儿子身高/cm 176
176
170
170
185
176
178
174
170
168
178
172
165
182
问题2.根据表中的数据,儿子身高和父亲身高这两个变量之间的关系可以
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,其值虽不能由变
量x的值确定,但却能表示为bx+a与e的和,前一部分由x所确定,后一部分是随

第二章回归分析ppt课件


U和Q的相对大小反映了因子x对y的影响程度, 在n固定的情况下,如果回归
方差所占y方差的比重越大,剩余方差所占的比重越小,就表明回归的效果
越好, 即:x的变化对y的变化起主要作用, 利用回归方程所估计出的ŷ也会
越接近观测值y。
ŷ的方差占y的方差的比重(U/(U+Q))可作为衡量回归模型效果的标准:
ŷ
y -y
ŷ -y
y
x
syy
1 n
n t 1
( yt
y)2
1 n
n t 1
( yt
y)2
1 n
n t 1
( yt
yt )2
“回归平方和”与“剩余平方和”
对上式两边分别乘以n,研究各变量的离差平方和的关系。为避免过多数学符
号,等号左边仍采用方差的记号syy。
n
n
syy ( yt y)2 ( yt yt )2 U Q
回忆前文所讲, y的第i个观测值yi服从怎样的分布?
yi ~ N (β0 +βxi , σ2)
e=yi- (β0 +βxi ) 服从N(0, σ2)
于是, yi (0 xi ) 服从标准正态分布N (0,1)
0.4
在95%的置信概率下:
因为定理: 若有z ~ N (, 2 ), 则有 z ~ N (0,1)
通过方差分析可知,可用“回归平方和”U与“剩余平方和”Q的比值来衡 量回归效果的好坏。可以证明,假设总体的回归系数为0的条件下,统计 量:
U
F=
1 Q
注意Q的自由度为n-2, 即:残差e的方差的无 偏估计为:Q/(n-2)
n2 服从分子自由度为1,分母自由度为n - 2的F分布
上式可以用相关系数的平方来表示:

《一元线性回归》ppt课件


做该样本的散点图 样本散点图近似于一条直线,这与 总体中表达的X和Y的关系是一致的。 画一条直线以尽能够地拟合该散点 图,由于样本取自总体,可用该线近 似地代表总体回归线。 该线称为样本回归线〔sample regression lines〕。
记样本回归线的函数方式为:
Y ˆif(X i)ˆ0ˆ1X i
计量经济学
Econometrics
第二章 一元线性回归模型
§ 2.1 回归分析概述 § 2.2 一元线性回归模型的参数估计 § 2.3 一元线性回归模型的统计检验 § 2.4 一元线性回归模型的运用:预测 § 2.5 实例:时间序列问题
§2.1 回归分析概述
一、回归分析的根本概念 二、总体回归函数 三、随机干扰项 四、样本回归函数
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
3500 1/6
2585
〔4〕描出散点图发现:随着收入X的添加,消费“平均地说〞也在添加, 且Y的条件均值均落在一条正斜率的直线上。这条线,我们称为总体回归 线〔population regression line,PRL〕
每 月 消 费 支 出 Y 〔元〕
3500 3000 2500 2000 1500 1000
A2:回归分析与因果关系
虽然回归分析通常用于研讨具有因果关系的变量之间的详细依赖关系, 但是回归关系式本身并不一定意味着因果关系

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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最近的消防站的距离之间的相关关系,以便准确地定出保险金额。表 2.1 列出了
15 起火灾事故的损失及火灾发生地与最近的消防站的距离。图 2.1 给出了 15 各
样本点的分布状况。
表 2.1 火灾损失表
距消防站距离 x(km) 火灾损失 y(千元)
3. 4
26. 2
1. 8
17. 8
4. 6
31. 3
(2.1)式的理论回归模型与(2.4)式的样本回归模型,我们一般把它们都 称为一元线性回归模型。
精选
11
对(2.4)式两边分别求数学期望和方差,得 E( yi ) 0 1xi , var( yi ) 2,i 1,2,..., n (2.6) 上市表明随机变量 y1,y2,…,yn 的期望不相等,方差相等,因而 y1,y2,…yn 是独立的随机变量,但是并不是同分布。而1,2,..., n 是独立同分布的随机变量。 E( yi ) 0 1xi 从平均意义上表达了变量 y 对 x 的统计规律性。
精选
10
yi 0 1xi i I=1,2,…,n
(2.4)
由(2.2)式有
E( i ) var(i
0 )
2

(2.5)
通常我们还假定 n 组数据是独立观测的,因而 y1,y2,…,yn 与1,2,..., n 都是
相互独立的随机变量。而 xi(i-1,2, ….,n)是确定性变量,其值是可以精确测量 和控制的。我们称(2.4)式为一元线性样本回归模型。
797. 08 890. 66 1063. 39 1323. 22 1736. 32 2224. 59 2627. 06 2819. 36 2958. 18
精选
8
4000
3000
2000
1000
精选
Y
0
0
1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000
X
9
二、一元线性回归模型的数学形式
精选
3
第一节一元线性回归模型
一、一元线性回归模型的实际背景 在实际问题的研究中,经常需要研究某一 现象与影响它的某一最主要因素的关系。 例如:财政收入与税收之间的关系; 国民收入与消费额的关系; 保险公司研究火灾损失的规律,将火灾损失与发生
地距消防站的距离之间的关系。
精选
4
例 1:假定一保险公司希望确定居民住宅区火灾造成的损失数额与该住户到
精选
12
回归分析的主要任务就是通过 n 组样本观测值(xi,yi),I=1,2,…,n, 对 0, 1 进行估计。一般用ˆ0, ˆ1 分别表示0, 1 的估计值,则称
yˆ ˆ0 ˆ1x (2.7) 为 y 关于 x 的一元线性经验回归方程。
在实际问题研究中,为了方便地对参数在区间估计和假设检验,我们还假 定模型(2.1)式中误差项 遵从正态分布,即,
y2

...

yn

1 x 1
... 1
x1 1
x2


...

2

...


0

1

(2.11)
xn


n

于是模型(2.1)式表示为:
y x
E( ) 0
(2.12)
var( ) 2IN
2. 3
23. 1
3. 1
27. 5
5. 5
36
0. 7
14. 1
3. 0
22. 3
2. 6
19. 6
4. 3
31. 3
2. 1
24
1. 1
17. 3
6. 1
43. 2
精选
4. 8 3. 8
36. 4 26. 1
5
精选
Y
50
40

4
5
6
7
X
6
例2.2在研究我国人均消费水平的问题中,把 全国人均消费金额记作y(元);把人均 国民收入记为x(元)。我们收集到 1980—1998年19年的样本数据(Xi,Yi), i取1,2,3……n。数据见表2.2;样本分布见 图2.2.
234. 75 259. 26 280. 58 305. 97 347. 15 433. 53 481. 36 545. 40 687. 51 756. 27
1990 1634 1991 1879 1992 2287 1993 2939 1994 3923 1995 4854 1996 5576 1997 6053 1998 6392
精选
14
第二节参数B0,B1的估计
一、普通最小二乘法
为了由样本数据得到参数0, 1 的理想估计值,我们将使用
精选
7
表 2.2 人均国民收入表
年份 人均国民 人均消费 年份 人均国民 人均消费
收入(元) 金额(元)
收入(元) 金额(元)
1980 460 1981 489 1982 525 1983 580 1984 692 1985 853 1986 956 1987 1104 1988 1355 1989 1512
i N (0, 2 ), i 1,2,..., n (2.9) 在i 遵从正态分布的假定下,进一步有随机变量 yi 也遵从正态分布 yi∽ N (0 1xi , 2 ) I=1,2,…,n (2.10)
精选
13
将一元线性回归的一般形式(2.1)式用矩阵表示,令
y1
y


y 0 1x (2.1)
上式称为变量 y 对 x 的一元线性理论回归模型。
表示其他随机因素的影响,我们一般假定 是不可观测的随机误差,
它是一个随机变量,通常假定 满足:
E( ) 0
var(
)


2

(2.2)
对(2.1)式两端求期望,得 E( y) 0 1x (2.3) 上式称为回归方程。 一般情况下,对我们实际所研究的问题,获得 n 组样本观测值(x1,y1), (x2,y2), (x3,y3),……., (xn,yn), 如果它们符合模型(2.1)式,则
第二章一元线性回归
mxl
精选
1
一元线性回归是描述两个变量之间统计关系 的最简单的回归模型。
一元线性回归虽然简单,但通过一元线性回 归模型的建立过程,我们可以了解回归分 析方法的基本统计思想以及它在实际问题 研究中的应用原理。
精选
2
本章将详细讨论一元线性回归的建模思想、 最小二乘估计以及性质、回归方程的有关 检验、预测和控制的理论及应用。
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