1. Парная линейная регрессия и корреляция
Цель работы — овладеть навыками определения параметровлинейной регрессии и корреляции с использованием формул и табличного процессораMS Excel.
1.1 Решение задач с использованием формул
1.1.1 Параметры a и b линейной регрессии
/>
рассчитываются с помощью метода наименьших квадратов. Дляэтого составим систему нормальных уравнений (1).
По исходным данным определим />, />,/>, />, />врасчетной таблице 1.
Таблица 1 Расчет показателей парной линейной регрессии икорреляции№
/>
/>
/>
/>2
/>2
/>
/>
/>
/> 1 9.8 10.2 99.96 96.04 104.04 9.847 0.035 0.125 -1.575 2 11.3 10.1 114.13 127.69 102.01 10.088 0.001 0.000 11.300 3 11.5 10.1 116.15 132.25 102.01 10.120 -0.002 0.000 11.500 4 11.3 9.2 103.96 127.69 84.64 10.088 -0.096 0.788 11.300 5 10.9 10.7 116.63 118.81 114.49 10.023 0.063 0.458 10.900 6 11.4 9 102.6 129.96 81 10.104 -0.123 1.218 11.400 7 12.6 10.4 131.04 158.76 108.16 10.297 0.010 0.011 12.409 8 12.2 11.1 135.42 148.84 123.21 10.232 0.078 0.753 12.164 Итого 91 80.8 919.89 1040.04 819.56 80.797 -0.034 3.353 79.397 Среднее 11.375 10.1 114.986 130.005 102.445 10.100 -0.004 ? ?
Система нормальных уравнений составит:
/>
Решив систему, получим: a = 8,2717; b = 0,1607.
Уравнение линейной регрессии имеет вид:
/>.
Параметры уравнения можно определить и по следующимформулам:
/>
/> =10,1 – 0,1608. 11,375= 8,2709
Величина коэффициента регрессии b = 0,1607 означает, чтос ростом среднедушевых доходов на 1 тыс. руб. общий коэффициент рождаемости увеличитсяв среднем на 0,1607 раз.
1.1.2 Средний коэффициент эластичности для линейнойрегрессии находится по формуле:
/>/>0,181
При увеличении величины среднедушевого дохода на 1%,общий коэффициент рождаемости в среднем увеличится на 0,181%.
1.1.3 Линейный коэффициент парной корреляции (r)определяется по формуле:
/>,
где средние квадратические отклонения:
/>
/>
тогда />,значит связь между среднедушевым доходом и рождаемостью очень слабая.
1.1.4 Определим коэффициент детерминации:
/>
Таким образом, вариация величины рождаемости на 3,6% зависитот вариации уровня среднедушевых доходов населения, а на остальные (100%-3,6%)96,4% ? от вариации факторов, не включенных в модель.
Подставляя в уравнение регрессии фактические значения x,определим теоретические (расчетные) значения />(таблица 1) и найдем величину средней ошибкиаппроксимации (/>):
/>=/>=0,425
Так как допустимый предел значений /> не более 8-10%, качество модели поданному показателю удовлетворительное. Однако средняя ошибка аппроксимации неявляется главным критерием оценки значимости модели.
С помощью F?критерия Фишера оценим статистическуюнадежность результатов регрессионного моделирования:
Fфакт=/>=/>.
Fтабл = 5,99 при />.
Так как Fфакт
1.2 Решение задачи с помощью MS Excel
1.2.1 Параметры линейной регрессии
/>
можно определить с помощью встроенной статистическойфункции ЛИНЕЙН MS Excel. Порядок вычисления следующий:
1) ввожу исходные данные (рисунок 1).
2) выделяю область пустых ячеек 5?2 (5 строк, 2 столбца) с целью вывода результатоврегрессионной статистики или область 1?2– для получения только оценок коэффициентов регрессии;
3) активизирую Мастер функций любым из способов:
а) в главном меню выбираю Вставка / Функция;
б) на панели инструментов Стандартная щелкаю по кнопкеВставка функции;
/>
Рисунок 1 Ввод данных для корреляционно-регрессионногоанализа
4) в окне «Категория» выбераю Статистические, в окне «Функция»– ЛИНЕЙН. Щелкаю по кнопке ОК (рисунок 2);
/>
Рисунок 2 Диалоговое окно Мастер функций
5) заполняю аргументы функции (рисунок 3):
/>
Рисунок 3 Диалоговое окно Аргументы функции
Щелкаю по кнопке ОК;
6) в левой верхней ячейке выделенной области появилсяпервый элемент итоговой таблицы. Чтобы раскрыть всю таблицу, нажимаю на клавишу, а затем – на комбинацию клавиш + + .
Дополнительная регрессионная статистика будет выводитьсяв порядке, указанном в следующей схеме:Значение коэффициента b Значение коэффициента a Среднеквадратическое отклонение b Среднеквадратическое отклонение a Коэффициент детерминации R2 Среднеквадратическое отклонение y F – статистика Число степеней свободы Регрессионная сумма квадратов Остаточная сумма квадратов
Результаты вычислений функции ЛИНЕЙН представлены нарисунке 4.
/>
Рисунок 4 Результаты вычислений функции ЛИНЕЙН
1.2.2 С помощью инструмента анализа данных Регрессия,помимо результатов регрессионной статистики, дисперсионного анализа идоверительных интервалов, можно получить остатки и графики подбора линиирегрессии, остатков и нормальной вероятности. Порядок действий следующий:
1) проверяю доступ к пакету анализа. В главном менюпоследовательно выбераю Сервис / Настройки. Устанавливаю флажок Пакет анализа;
2) в главном меню выбираю Сервис / Анализ данных /Регрессия. Щелкаю по кнопке ОК;
3) после вызова режима Регрессия на экране появляетсядиалоговое окно (рисунок 5), в котором задаются следующие параметры:
/>
Рисунок 5 Диалоговое окно режима Регрессия
Результаты регрессионного анализа для исходных данныхпредставлены на рисунке 6.
Вывод итоговРегрессионная статистика /> Множественный R 0,19101862 R-квадрат 0,03648811 Нормированный R-квадрат -0,1240972 Стандартная ошибка 0,74755394 Наблюдения 8
Дисперсионный анализ/> df SS MS F Значимость F Регрессия 1 0,12697864 0,126978637 0,2272195 0,6504571 Остаток 6 3,35302136 0,558836894 /> /> Итого 7 3,48 /> /> /> /> Коэффициенты Стандартная ошибка t-статистика P-Значение Нижние 95% Верхние 95% Y-пересечение 8,271668362 3,844685341 2,151455224 0,07495556 1,135937744 17,67927447 Переменная X 1 0,160732452 0,337194727 0,476675461 0,6504571 0,664353319 0,985818223
Вывод остаткаНаблюдение Предсказанное Y Остатки Стандартные остатки 1 9,846846389 0,353153611 0,510263509 2 10,08794507 0,012054934 0,017417896 3 10,12009156 -0,020091556 -0,029029827 4 10,08794507 -0,887945066 -1,28297135 5 10,02365209 0,676347915 0,977239505 6 10,10401831 -1,104018311 -1,595170599 7 10,29689725 0,103102747 0,148970781 8 10,23260427 0,867395727 1,253280084
2. Нелинейные модели регрессии и их линеаризация
Цель работы: ознакомиться с методикой расчета показателейпарной нелинейной регрессии и корреляции, овладеть приемами построениянелинейных регрессионных моделей с помощью MS Exсel.
РЕШЕНИЕ:
2.1.1 Регрессия в виде степенной функции имеет вид:
/>.
Для оценки параметров модели линеаризую (привожу клинейному виду) модель путем логарифмирования: />.
Обозначаю lny =Y, lna =A, lnx =X.
Тогда получаю: Y=A+bX.
Для расчетов составляю с помощью MS Excel вспомогательнуютаблицу, в которой рассчитаю натуральные логарифмы с помощью математическойфункции LN (рисунок 7).
/>
Рисунок 7 Расчет натуральных логарифмов
Далее с помощью инструмента Регрессия рассчитываюпараметры уравнения (рисунки 8, 9).
/>
Рисунок 8 Диалоговое окно Регрессия
/>
Рисунок 9 Результаты расчета параметров степенной функции
Таким образом, уравнение регрессии имеет вид:
/>.
Выполнив потенцирование, получим:
/>.
Параметр b=0,151 означает коэффициент эластичности,который показывает, что с ростом величины среднедушевых доходов населения на 1%общий коэффициент рождаемости увеличится в среднем на 0,151%.
2.1.2 Регрессия в виде экспоненты имеет вид:
/>. (13)
Для оценки ее параметров необходимо привести уравнение клинейному виду:
/>.
Для расчета параметров экспоненциальной прямой можновоспользоваться статистической функцией ЛГРФПРИБЛ MS Excel. Результатывычислений представлены на рисунке 10.
/>
/>
Рисунок 10 Результаты вычислений параметров экспоненциальнойфункции
Таким образом, уравнение регрессии в виде экспонентыимеет вид:
/>.
2.1.3 Регрессия в виде равносторонней гиперболы имеетвид:
/>,
чтобы оценить параметры a и b, привожу модель к линейномувиду, заменив
/>.
Тогда
/>.
Результаты замены представлены на рисунке 11.
/>
Рисунок 11 Вспомогательная таблица для расчета параметровгиперболы
Далее с помощью инструмента Регрессия рассчитываю параметрыуравнения. Результаты расчета представлены на рисунке 12.
/>
Рисунок 12 Результаты вычислений параметровгиперболической функции
Выберем наилучшую модель, для чего объединим результатыпостроения парных регрессий в одной таблице 3.
Все уравнения регрессии достаточно хорошо описываютисходные данные.
Таблица 3 Результаты корреляционно-регрессионного анализаУравнение регрессии Коэффициент корреляции Коэффициент детерминации F-критерий Фишера
/> 0,659 0,036 0,227
/> 0,161 0,026 0,159
/> 0,179 0,032 0,201
/> 0,152 0,023 0,143
Предпочтение можно отдать линейной функции, для которойзначения коэффициентов корреляции и детерминации и F-критериев Фишеранаибольшие.
3. Множественная регрессия
Цель работы – овладеть методикой построения линейныхмоделей множественной регрессии, оценки их существенности и значимости,расчетом показателей множественной регрессии и корреляции.
Постановка задачи. По данным изучаемых регионов (таблица1) изучить зависимость общего коэффициента рождаемости (/>) от уровня бедности, % (/>) и среднедушевого дохода, тыс. руб. (/>).
Таблица 1 Исходные данные для корреляционно-регрессионногоанализаРегион x1 x2 y 1Орловская область 7,2 19,9 9,6 2 Рязанская область 8,1 17,1 9,4 3 Смоленская область 8,4 17,4 9,6 4 Тамбовская область 8,6 13,5 8,9 5 Тверская область 8,6 14,8 10,2 6 Тульская область 8,4 14,2 8,4 7 Ярославская область 9,9 15,1 9,9 8 Республика Карелия 10,1 17 10,6 9 Республика Коми 16,2 14,5 11,9 10 Архангельская область 11,6 16,1 11,9 11 Вологодская область 10,5 14,8 11,6 12 Калининградская область 11,4 12,4 10,9 13 Ленинградская область 10,6 12,6 8,3 14 Мурманская область 15,2 15,5 10,3 15 Новгородская область 8,6 20,3 10,7 16 Псковская область 7,9 17,1 9,7 17 Республика Адыгея 5,8 30,4 11,8 18 Республика Дагестан 8 13,8 17 19 Респ-ка Ингушетия 4 44,8 16,7 20 Кабардино-Балкарская Республика 6,6 18,3 12,8 21 Респ-ка Калмыкия 4,5 44,2 14,5 22 Карачаево-Черкесская Республика 6,9 18,3 14,2 23 Республика Северная Осетия — Алания 7,9 12,9 13,6 24 Чеченская Республикака … … 27,1 25 Краснодарский край 9,8 19,2 11,3
4. Оценка параметров уравнения множественной регрессии
4.1 Оценка параметров с помощью метода определителей
Параметры уравнения множественной регрессии оцениваются,как и в парной регрессии, методом наименьших квадратов (МНК). При егоприменении строится система нормальных уравнений, решение которой и позволяетполучить оценки параметров регрессии.
/>
Для оценки параметров уравнения множественной регрессиипостроим с помощью MS Excel вспомогательную таблицу 2.
Таблица 2 Вспомогательная таблица для расчета параметровуравнения множественной регрессии№
/>
/>
/>
/>
/>
/>
/>
/>
/> 1 7,2 19,9 9,6 51,8 143,28 396,01 69,12 191,04 92,16 2 8,1 17,1 9,4 65,6 138,51 292,41 76,14 160,74 88,36 3 8,4 17,4 9,6 70,6 146,16 302,76 80,64 167,04 92,16 4 8,6 13,5 8,9 74 116,1 182,25 76,54 120,15 79,21 5 8,6 14,8 10,2 74 127,28 219,04 87,72 150,96 104,04 6 8,4 14,2 8,4 70,6 119,28 201,64 70,56 119,28 70,56 7 9,9 15,1 9,9 98 149,49 228,01 98,01 149,49 98,01 8 10,1 17 10,6 102 171,7 289 107,06 180,2 112,36 9 16,2 14,5 11,9 262 234,9 210,25 192,78 172,55 141,61 10 11,6 16,1 11,9 135 186,76 259,21 138,04 191,59 141,61 11 10,5 14,8 11,6 110 155,4 219,04 121,8 171,68 134,56 12 11,4 12,4 10,9 130 141,36 153,76 124,26 135,16 118,81 13 10,6 12,6 8,3 112 133,56 158,76 87,98 104,58 68,89 14 15,2 15,5 10,3 231 235,6 240,25 156,56 159,65 106,09 15 8,6 20,3 10,7 74 174,58 412,09 92,02 217,21 114,49 16 7,9 17,1 9,7 62,4 135,09 292,41 76,63 165,87 94,09 17 5,8 30,4 11,8 33,6 176,32 924,16 68,44 358,72 139,24 18 8 13,8 17 64 110,4 190,44 136 234,6 289 19 4 44,8 16,7 16 179,2 2007 66,8 748,16 278,89 20 6,6 18,3 12,8 43,6 120,78 334,89 84,48 234,24 163,84 21 4,5 44,2 14,5 20,3 198,9 1953,6 65,25 640,9 210,25 22 6,9 18,3 14,2 47,6 126,27 334,89 97,98 259,86 201,64 23 7,9 12,9 13,6 62,4 101,91 166,41 107,44 175,44 184,96 24 9,8 19,2 11,3 96 188,16 368,64 110,74 216,96 127,69 Итого 214,8 454,2 273,8 2107 3711 10337 2393 5426,07 3252,5 Среднее 8,592 18,2 10,95 84,3 148,44 413,48 95,72 217,043 130,1
На основе расчетов, представленных в таблице 2, получилиследующую систему:
/>
Решаем систему с помощью метода определителей. При этом:
/> /> />
где />?определитель системы;
/>?частные определители.
В результате расчета определителей получили следующиезначения:
?=4702879,56;
?а=45336681,238, />,
?b1=–326370,8088, />,
?b2=593730,7872, />.
Уравнение множественной регрессии имеет вид:
/>=9,6402-0,0694х1+0,1262х2.
Таким образом, при увеличении уровня бедности на 1%,общий коэффициент рождаемости в изучаемых регионах снизится на 0,0694 раз, апри увеличении среднедушевого дохода на 1000 руб., общий коэффициентрождаемости увеличится на 0,1262 раз.
4.2 Построение уравнения регрессии в стандартизованноммасштабе
Параметры множественной регрессии можно определить другимспособом, когда на основе матрицы парных коэффициентов корреляции строитсяуравнение регрессии в стандартизованном масштабе:
/>,
Применяя МНК к уравнению множественной регрессии встандартизованном масштабе, после соответствующих преобразований получимсистему нормальных уравнений вида:
/>
где rух1, rух2 – парные коэффициенты корреляции.
Парные коэффициенты корреляции найдем по формулам:
/>
где
/>
/>
/>
/>
Система уравнений имеет вид:
/>
Решив систему методом определителей, получили формулы:
/>
/>
Уравнение в стандартизированном масштабе имеет вид:
/>
Таким образом, с ростом уровня бедности на 1 сигму принеизменном среднедушевом доходе населения, общий коэффициент рождаемостиуменьшится на 0,075 сигмы; а с увеличением среднедушевого дохода населения на 1сигму при неизменном уровне бедности, общий коэффициент рождаемости возрастетна 0,465 сигмы.
Во множественной регрессии коэффициенты «чистой»регрессии bi связаны со стандартизованными коэффициентами регрессии ?iследующим образом:
/> .
/>
/>
5. Частные уравнения регрессии
5.1 Построение частных уравнений регрессии
Частные уравнения регрессии связывают результативныйпризнак с соответствующими факторами х при закреплении других учитываемых вомножественной регрессии факторов на среднем уровне. Частные уравнения имеютвид:
/>
/>.
В отличие от парной регрессии частные уравнения регрессиихарактеризуют изолированное влияние фактора на результат, т.к. другие факторызакреплены на неизменном уровне.
В данной задаче частные уравнения имеют вид:
/>
/>
5.2 Определение частных коэффициентов эластичности
На основе частных уравнений регрессии можно определитьчастные коэффициенты эластичности для каждого региона по формуле:
/>
Рассчитаем частные коэффициенты эластичности для Калининградскойи Ленинградской областей.
Для Калининградской области х1=11,4, х2=12,4, тогда:
/>
/>
Для Ленинградской области х1 =10,6, х2=12,6:
/>
/>
Таким образом, в Калининградской области при увеличенииуровня бедности на 1%, общий коэффициент рождаемости сократится на 0,07%, а приувеличении среднедушевых доходов на 1%, общий коэффициент рождаемости возрастетна 0,148%. В Ленинградской области при увеличении уровня бедности на 1%, общийкоэффициент рождаемости сократится на 0,065%, а при увеличении среднедушевыхдоходов на 1%, общий коэффициент рождаемости возрастет на 0,15%.
5.3 Определение средних коэффициентов эластичности
Средние по совокупности показатели эластичности находимпо формуле:
/>
Для данной задачи они окажутся равными:
/>
/>
Таким образом, с ростом уровня бедности на 1%, общийкоэффициент рождаемости в среднем по совокупности сократится на 0,054% принеизменном среднедушевом доходе. При увеличении среднедушевого дохода на 1%,общий коэффициент рождаемости в среднем по изучаемой совокупности возрастет на0,209% при неизменном уровне бедности.
6. Множественная корреляция
6.1 Коэффициент множественной корреляции
Практическая значимость уравнения множественной регрессииоценивается с помощью показателя множественной корреляции и его квадрата –коэффициента детерминации. Показатель множественной корреляции характеризуеттесноту связи рассматриваемого набора факторов с исследуемым признаком, т.е.оценивает тесноту связи совместного влияния факторов на результат.
Величина индекса множественной корреляции должна бытьбольше или равна максимальному парному индексу корреляции. При линейнойзависимости признаков формула индекса корреляции может быть представленаследующим выражением:
/>
Ryx1x2 =/>.
Таким образом, связь общего коэффициента рождаемости суровнем бедности и среднедушевым доходом слабая.
6.2 Определение совокупного коэффициента корреляции черезматрицу парных коэффициентов корреляции
При линейной зависимости совокупный коэффициенткорреляции можно также определить через матрицу парных коэффициентов корреляции:
/>,
Для уравнения
/>
определитель матрицы коэффициентов парной корреляциипринимает вид:
/>
Определитель более низкого порядка ?r11 остается,когда вычеркиваются из матрицы коэффициентов парной корреляции первый столбец ипервая строка, что соответствует матрице коэффициентов парной корреляции междуфакторами:
/>.
В данной задаче ?r =0,4799, ?r11= 0,6519.
Тогда
/>
6.3 Определение коэффициента детерминации (скорректированного,нескорректированного)
Качество построенной модели в целом оценивает коэффициентдетерминации. Коэффициент множественной детерминации рассчитывается как квадратиндекса множественной корреляции:
/>.
Скорректированный индекс множественной детерминациисодержит поправку на число степеней свободы и рассчитывается по формуле:
/>
/>
Таким образом, вариация общего коэффициента рождаемостина 27,9% (21% — при скорректированном индексе детерминации) зависит от вариацииуровня бедности и среднедушевого дохода, а на остальные 72,1% (79%) от другихфакторов, не включенных в модель.
6.4 Частные коэффициенты корреляции
Частные коэффициенты корреляции характеризуют теснотусвязи между результатом и соответствующим фактором при устранении влияниядругих факторов, включенных в модель. Формула коэффициента частной корреляции,выраженная через показатель детерминации, для х1 принимает вид:
/>,
/>.
Таким образом, при закреплении фактора х2 на постоянномуровне (элиминировании) корреляция у и х1 равна -0,937, то есть связь обратнаясильная. При закреплении фактора х1 на постоянном уровне корреляция у и х2равна 0,401, то есть связь прямая слабая.
7. Оценка надежности результатов множественной регрессиии корреляции
7.1 Оценка значимости уравнения с помощью F-критерияФишера
Значимость уравнения множественной регрессии в целом,оценивается с помощью F-критерия Фишера по формуле:
/>
При этом выдвигается гипотеза о статистическойнезначимости уравнения регрессии и показателя тесноты связи.
/>
Fтабл. =4,32 (при k1=m=2 и k2=n-m-1=24-2-1=21.
Так как Fфакт.
7.2 Расчет частных F-критериев
Частные F-критерии оценивают статистическую значимостьприсутствия факторов х1 и х2 в уравнении множественной регрессии, оцениваютцелесообразность включения в уравнение одного фактора после другого фактора,т.е. Fх1 оценивает целесообразность включения в уравнение фактора х1 послетого, как в него был включен фактор х2. Соответственно, Fx2 указывает нацелесообразность включения в модель фактора х2 после фактора х1. Определимчастные F-критерии для факторов х1 и х2 по формулам:
/>
/>
Fтабл. = 4,32.
Таким образом, низкое значение Fх1факт. свидетельствует онецелесообразности включения в модель фактора х1 (уровень бедгости). Включениеже фактора х2 в модель статистически целесообразно. Это означает, что парнаярегрессионная модель зависимости общего коэффициента рождаемости отсреднедушевого дохода является достаточно статистически значимой, надежной инет необходимости улучшать ее, включая дополнительный фактор х1.
7.3 Оценка значимости коэффициентов чистой регрессии поt-критерию Стьюдента
Частный F-критерий оценивает значимость коэффициентовчистой регрессии:
/>.
/>,
/>,
tтабл.=2,0796.
Так как tb1 tтабл., то фактор х2 статистически значим.
8. Результаты регрессионного анализа в Excel
/>
/>
Рисунок 1 Результат применения инструмента Регрессия