Помощь по Теле2, тарифы, вопросы

100 р бонус за первый заказ

Выберите тип работы Дипломная работа Курсовая работа Реферат Магистерская диссертация Отчёт по практике Статья Доклад Рецензия Контрольная работа Монография Решение задач Бизнес-план Ответы на вопросы Творческая работа Эссе Чертёж Сочинения Перевод Презентации Набор текста Другое Повышение уникальности текста Кандидатская диссертация Лабораторная работа Помощь on-line

Узнать цену

После того как найдено уравнение линейной регрессии, проводится оценка значимости как уравнения в целом, так и отдельных его параметров . Проверить значимость уравнения регрессии – значит установить, соответствует ли математическая модель, выражающая зависимость между переменными, экспериментальным данным и достаточно ли включенных в уравнение объясняющих переменных (одной или нескольких) для описания зависимой переменной. Чтобы иметь общее суждение о качестве модели из относительных отклонений по каждому наблюдению, определяют среднюю ошибку аппроксимации : Средняя ошибка аппроксимации не должна превышать 8–10%.

Оценка значимости уравнения регрессии в целом производится на основе F -критерия Фишера , которому предшествует дисперсионный анализ. Согласно основной идее дисперсионного анализа, общая сумма квадратов отклонений переменной y от среднего значения y раскладывается на две части – «объясненную» и «необъясненную»: где – общая сумма квадратов отклонений; – сумма квадратов отклонений, объясненная регрессией (или факторная сумма квадратов отклонений); – остаточная сумма квадратов отклонений, характеризующая влияние неучтенных в модели факторов. Определение дисперсии на одну степень свободы приводит дисперсии к сравнимому виду. Сопоставляя факторную и остаточную дисперсии в расчете на одну степень свободы, получим величину F -критерия Фишера: Фактическое значение F -критерия Фишера сравнивается с

табличным значением F табл(a; k 1; k 2) при уровне значимости a и степенях свободы k 1 = m и k 2= n -m -1.При этом, если фактическое значение F - критерия больше табличного, то признается статистическая значимость уравнения в целом.

Для парной линейной регрессии m =1, поэтому

Величина F -критерия связана с коэффициентом детерминации R2 ее можно рассчитать по следующей формуле:

В парной линейной регрессии оценивается значимость не только уравнения в целом, но и отдельных его параметров . С этой целью по каждому из параметров определяется его стандартная ошибка: m b и m a . Стандартная ошибка коэффициента регрессии определяется по формуле:, где

Величина стандартной ошибки совместно с t –распределением Стьюдента при n -2 степенях свободы применяется для проверки существенности коэффициента регрессии и для расчета его доверительного интервала. Для оценки существенности коэффициента регрессии его величина сравнивается с его стандартной ошибкой, т.е. определяется фактическое значение t -критерия Стьюдента: которое затем сравнивается с табличным значением при определенном уровне значимости a и числе степеней свободы (n-2). Доверительный интервал для коэффициента регрессии определяется как b ± t табл ×mb . Поскольку знак коэффициента регрессии указывает на рост результативного признака y при увеличении признака-фактора x (b >0), уменьшение результативного признака при увеличении признака-фактора (b <0) или его независимость от независимой переменной (b =0), то границы доверительного интервала для коэффициента регрессии не должны содержать противоречивых результатов, например, -1,5 £ b £ 0,8. Такого рода запись указывает, что истинное значение коэффициента регрессии одновременно содержит положительные и отрицательные величины и даже ноль, чего не может быть.

Стандартная ошибка параметра a определяется по формуле: Процедура оценивания существенности данного параметра не отличается от рассмотренной выше для коэффициента регрессии. Вычисляется t -критерий: , его величина сравнивается с табличным значением при n - 2 степенях свободы.

Для коэффициентов регрессионного уравнения проверка их уровня значимости осуществляется по t -критерию Стьюдента и по критерию F Фишера. Ниже мы рассмотрим оценку достоверности показателей регрессии только для линейных уравнений (12.1) и (12.2).

Y=a 0 + a 1 X (12.1)

Х= b 0 + b 1 Y (12.2)

Для это типа уравнений оценивают по t -критерию Стьюдента только величины коэффициентов а 1и b 1с использованием вычисления величины Тф по следующим формулам:

Где r yx коэффициент корреляции, а величину а 1можно вычислить по формулам 12.5 или 12.7.

Формула (12.27) используется для вычисления величины Тф, а 1уравнения регрессии Y по X.

Величину b 1можно вычислить по формулам (12.6) или (12.8).

Формула (12.29) используется для вычисления величины Тф, которая позволяет оценить уровень значимости коэффициента b 1уравнения регрессии X по Y

Пример. Оценим уровень значимости коэффициентов регрессии а 1и b 1уравнений (12.17), и (12.18), полученных при решении задачи 12.1. Воспользуемся для этого формулами (12.27), (12.28), (12.29) и (12.30).

Напомним вид полученных уравнений регрессии:

Y х = 3 + 0,06 X (12.17)

X y = 9+ 1 Y (12.19)

Величина а 1в уравнении (12.17) равна 0,06. Поэтому для расчета по формуле (12.27) нужно подсчитать величину Sb y х. Согласно условию задачи величина п = 8. Коэффициент корреляции также уже был подсчитан нами по формуле 12.9: r xy = √ 0,06 0,997 = 0,244 .

Осталось вычислить величины Σ (у ι - y ) 2 и Σ (х ι –x ) 2 , которые у нас не подсчитаны. Лучше всего эти расчеты проделать в таблице 12.2:

Таблица 12.2

Подставляем полученные значения в формулу (12.28), получаем:

Теперь рассчитаем величину Тф по формуле (12.27):

Величина Тф проверяется на уровень значимости по таблице 16 Приложения 1 для t- критерия Стьюдента. Число степеней свободы в этом случае будет равно 8-2 = 6, поэтому критические значения равны соответственно для Р ≤ 0,05 t кр = 2,45 и для Р≤ 0,01 t кр =3,71. В принятой форме записи это выглядит так:

Строим «ось значимости»:

Полученная величина Тф Н о о том, что величина коэффициента регрессии уравнения (12.17) неотличима от нуля. Иными словами, полученное уравнение регрессии неадекватно исходным экспериментальным данным.

Рассчитаем теперь уровень значимости коэффициента b 1. Для этого необходимо вычислить величину Sb xy по формуле (12.30), для которой уже расчитаны все необходимые величины:

Теперь рассчитаем величину Тф по формуле (12.27):

Мы можем сразу построить «ось значимости», поскольку все предварительные операции были проделаны выше:

Полученная величина Тф попала в зону незначимости, следовательно мы должны принять гипотезу H о о том, что величина коэффициента регрессии уравнения (12.19) неотличима от нуля. Иными словами, полученное уравнение регрессии неадекватно исходным экспериментальным данным.

Нелинейная регрессия

Полученный в предыдущем разделе результат несколько обескураживает: мы получили, что оба уравнения регрессии (12.15) и (12.17) неадекватны экспериментальным данным. Последнее произошло потому, что оба эти уравнения характеризуют линейную связь между признаками, а мы в разделе 11.9 показали, что между переменными X и Y имеется значимая криволинейная зависимость. Иными словами, между переменными Х и Y в этой задаче необходимо искать не линейные, а криволинейные связи. Проделаем это с использованием пакета «Стадия 6.0» (разработка А.П. Кулаичева, регистрационный номер 1205).

Задача 12.2 . Психолог хочет подобрать регрессионную модель, адекватную экспериментальным данным, полученным в задаче 11.9.

Решение. Эта задача решается простым перебором моделей криволинейной регрессии предлагаемых в статистическом пакете Стадия. Пакет организован таким образом, что в электронную таблицу, которая является исходной для дальнейшей работы, заносятся экспериментальные данные в виде первого столбца для переменной X и второго столбца для переменной Y. Затем в основном меню выбирается раздел Статистики, в нем подраздел - регрессионный анализ, в этом подразделе вновь подраздел - криволинейная регрессия. В последнем меню даны формулы (модели) различных видов криволинейной регрессии, согласно которым можно вычислять соответствующие регрессионные коэффициенты и сразу же проверять их на значимость. Ниже рассмотрим только несколько примеров работы с готовыми моделями (формулами) криволинейной регрессии.

1. Первая модель - экспонента . Ее формула такова:

При расчете с помощью статпакета получаем а 0 = 1 и а 1 = 0,022.

Расчет уровня значимости для а, дал величину Р = 0,535. Очевидно, что полученная величина незначима. Следовательно, данная регрессионная модель неадекватна экспериментальным данным.

2. Вторая модель - степенная . Ее формула такова:

При подсчете а о = - 5,29, а, = 7,02 и а 1 = 0,0987.

Уровень значимости для а 1 - Р = 7,02 и для а 2 - Р = 0,991. Очевидно, что ни один из коэффициентов не значим.

3. Третья модель - полином . Ее формула такова:

Y = а 0 + а 1 X + а 2 X 2 + а 3 X 3

При подсчете а 0 = - 29,8, а 1 = 7,28, а 2 = - 0,488 и а 3 = 0,0103. Уровень значимости для а, - Р = 0,143, для а 2 - Р = 0,2 и для а, - Р= 0,272

Вывод - данная модель неадекватна экспериментальным данным.

4. Четвертая модель - парабола .

Ее формула такова: Y= a o + a l -X 1 + а 2 Х 2

При подсчете а 0 = - 9,88, а, = 2,24 и а 1 = - 0,0839 Уровень значимости для а 1 - Р = 0,0186, для а 2 - Р = 0,0201. Оба регрессионных коэффициента оказались значимыми. Следовательно, задача решена - мы выявили форму криволинейной зависимости между успешностью решения третьего субтеста Векслера и уровнем знаний по алгебре - это зависимость параболического вида. Этот результат подтверждает вывод, полученный при решении задачи 11.9 о наличии криволинейной зависимости между переменными. Подчеркнем, что именно с помощью криволинейной регрессии был получен точный вид зависимости между изучаемыми переменными.

Глава 13 ФАКТОРНЫЙ АНАЛИЗ

Основные понятия факторного анализа

Факторный анализ - статистический метод, который используется при обработке больших массивов экспериментальных данных. Задачами факторного анализа являются: сокращение числа переменных (редукция данных) и определение структуры взаимосвязей между переменными, т.е. классификация переменных, поэтому факторный анализ используется как метод сокращения данных или как метод структурной классификации.

Важное отличие факторного анализа от всех описанных выше методов заключается в том, что его нельзя применять для обработки первичных, или, как говорят, «сырых», экспериментальных данных, т.е. полученных непосредственно при обследовании испытуемых. Материалом для факторного анализа служат корреляционные связи, а точнее - коэффициенты корреляции Пирсона, которые вычисляются между переменными (т.е. психологическими признаками), включенными в обследование. Иными словами, факторному анализу подвергают корреляционные матрицы, или, как их иначе называют, матрицы интеркорреляций. Наименования столбцов и строк в этих матрицах одинаковы, так как они представляют собой перечень переменных, включенных в анализ. По этой причине матрицы интеркорреляций всегда квадратные, т.е. число строк в них равно числу столбцов, и симметричные, т.е. на симметричных местах относительно главной диагонали стоят одни и те же коэффициенты корреляции.

Необходимо подчеркнуть, что исходная таблица данных, из которой получается корреляционная матрица, не обязательно должна быть квадратной. Например, психолог измерил три показателя интеллекта (вербальный, невербальный и общий) и школьные отметки по трем учебным предметам (литература, математика, физика) у 100 испытуемых - учащихся девятых классов. Исходная матрица данных будет иметь размер 100 × 6, а матрица интеркорреляций размер 6 × 6, поскольку в ней имеется только 6 переменных. При таком количестве переменных матрица интеркорреляций будет включать 15 коэффициентов и проанализировать ее не составит труда.

Однако представим, что произойдет, если психолог получит не 6, а 100 показателей от каждого испытуемого. В этом случае он должен будет анализировать 4950 коэффициентов корреляции. Число коэффициентов в матрице вычисляется по формуле n (n+1)/2 и в нашем случае равно соответственно (100×99)/2= 4950.

Очевидно, что провести визуальный анализ такой матрицы - задача труднореализуемая. Вместо этого психолог может выполнить математическую процедуру факторного анализа корреляционной матрицы размером 100 × 100 (100 испытуемых и 100 переменных) и таким путем получить более простой материал для интерпретации экспериментальных результатов.

Главное понятие факторного анализа - фактор. Это искусственный статистический показатель, возникающий в результате специальных преобразований таблицы коэффициентов корреляции между изучаемыми психологическими признаками, или матрицы интеркорреляций. Процедура извлечения факторов из матрицы интеркорреляций называется факторизацией матрицы. В результате факторизации из корреляционной матрицы может быть извлечено разное количество факторов вплоть до числа, равного количеству исходных переменных. Однако факторы, выделяемые в результате факторизации, как правило, неравноценны по своему значению.

Элементы факторной матрицы называются или весами»; и они представляют собой коэффициенты корреляции данного фактора со всеми показателями, использованными в исследовании. Факторная матрица очень важна, поскольку она показывает, как изучаемые показатели связаны с каждым выделенным фактором. При этом факторный вес демонстрирует меру, или тесноту, этой связи.

Поскольку каждый столбец факторной матрицы (фактор) является своего рода переменной величиной, то сами факторы также могут коррелировать между собой. Здесь возможны два случая: корреляция между факторами равна нулю, в таком случае факторы являются независимыми (ортогональными). Если корреляция между факторами больше нуля, то в таком случае факторы считаются зависимыми (облическими). Подчеркнем, что ортогональные факторы в отличие от облических дают более простые варианты взаимодействий внутри факторной матрицы.

В качестве иллюстрации ортогональных факторов часто приводят задачу Л. Терстоуна, который, взяв ряд коробок разных размеров и формы, измерил в каждой из них больше 20 различных показателей и вычислил корреляции между ними. Профакторизовав полученную матрицу интеркорреляций, он получил три фактора, корреляция между которыми была равна нулю. Этими факторами были «длина», «ширина» и «высота».

Для того чтобы лучше уловить сущность факторного анализа, разберем более подробно следующий пример.

Предположим, что психолог у случайной выборки студентов получает следующие данные:

V 1 - вес тела (в кг);

V 2 - количество посещений лекций и семинарских занятий по предмету;

V 3 - длина ноги (в см);

V 4 - количество прочитанных книг по предмету;

V 5 - длина руки (в см);

V 6 - экзаменационная оценка по предмету (V - от английского слова variable - переменная).

При анализе этих признаков не лишено оснований предположение о том, что переменные V 1 , К 3 и V 5 - будут связаны между собой, поскольку, чем больше человек, тем больше он весит и тем длиннее его конечности. Сказанное означает, что между этими переменными должны получиться статистически значимые коэффициенты корреляции, поскольку эти три переменные измеряют некоторое фундаментальное свойство индивидуумов в выборке, а именно: их размеры. Точно так же вероятно, что при вычислении корреляций между V 2 , V 4 и V 6 тоже будут получены достаточно высокие коэффициенты корреляции, поскольку посещение лекций и самостоятельные занятия будут способствовать получению более высоких оценок по изучаемому предмету.

Таким образом, из всего возможного массива коэффициентов, который получается путем перебора пар коррелируемых признаков V 1 и V 2 , V t и V 3 и т.д., предположительно выделятся два блока статистически значимых корреляций. Остальная часть корреляций - между признаками, входящими в разные блоки, вряд ли будет иметь статистически значимые коэффициенты, поскольку связи между такими признаками, как размер конечности и успеваемость по предмету, имеют, скорее всего, случайный характер. Итак, содержательный анализ 6 наших переменных показывает, что они, по сути дела, измеряют только две обобщенные характеристики, а именно: размеры тела и степень подготовленности по предмету.

К полученной матрице интеркорреляций, т.е. вычисленным попарно коэффициентам корреляций между всеми шестью переменными V 1 - V 6 , допустимо применить факторный анализ. Его можно проводить и вручную, с помощью калькулятора, однако процедура подобной статистической обработки очень трудоемка. По этой причине в настоящее время факторный анализ проводится на компьютерах, как правило, с помощью стандартных статистических пакетов. Во всех современных статистических пакетах есть программы для корреляционного и факторного анализов. Компьютерная программа по факторному анализу по существу пытается «объяснить» корреляции между переменными в терминах небольшого числа факторов (в нашем примере двух).

Предположим, что, используя компьютерную программу, мы получили матрицу интеркорреляций всех шести переменных и подвергли ее факторному анализу. В результате факторного анализа получилась таблица 13.1, которую называют «факторной матрицей», или «факторной структурной матрицей».

Таблица 13.1

По традиции факторы представляются в таблице в виде столбцов, а переменные в виде строк. Заголовки столбцов таблицы 13.1 соответствуют номерам выделенных факторов, но более точно было бы их называть «факторные нагрузки», или «веса», по фактору 1, то же самое по фактору 2. Как указывалось выше, факторные нагрузки, или веса, представляют собой корреляции между соответствующей переменной и данным фактором. Например, первое число 0,91 в первом факторе означает, что корреляция между первым фактором и переменной V 1 равна 0,91. Чем выше факторная нагрузка по абсолютной величине, тем больше ее связь с фактором.

Из таблицы 13.1 видно, что переменные V 1 V 3 и V 5 имеют большие корреляции с фактором 1 (фактически переменная 3 имеет корреляцию близкую к 1 с фактором 1). В то же время переменные V 2 , V 3 и У 5 имеют корреляции близкие к 0 с фактором 2. Подобно этому фактор 2 высоко коррелирует с переменными V 2 , V 4 и V 6 и фактически не коррелирует с переменными V 1 , V 3 и V 5

В данном примере, очевидно, что существуют две структуры корреляций, и, следовательно, вся информация таблицы 13.1 определяется двумя факторами. Теперь начинается заключительный этап работы - интерпретация полученных данных. Анализируя факторную матрицу, очень важно учитывать знаки факторных нагрузок в каждом факторе. Если в одном и том же факторе встречаются нагрузки с противоположными знаками, это означает, что между переменными, имеющими противоположные знаки, существует обратно пропорциональная зависимость.

Отметим, что при интерпретации фактора для удобства можно изменить знаки всех нагрузок по данному фактору на противоположные.

Факторная матрица показывает также, какие переменные образуют каждый фактор. Это связано, прежде всего, с уровнем значимости факторного веса. По традиции минимальный уровень значимости коэффициентов корреляции в факторном анализе берется равным 0,4 или даже 0,3 (по абсолютной величине), поскольку нет специальных таблиц, по которым можно было бы определить критические значения для уровня значимости в факторной матрице. Следовательно, самый простой способ увидеть какие переменные «принадлежат» фактору – это значит отметить те из них, которые имеют нагрузки выше, чем 0,4 (или меньше чем - 0,4). Укажем, что в компьютерных пакетах иногда уровень значимости факторного веса определяется самой программой и устанавливается на более высоком уровне, например 0,7.

Так, из таблицы 13.1, следует вывод, что фактор 1 - это сочетание переменных V 1 К 3 и V 5 (но не V 1 , K 4 и V 6 , поскольку их факторные нагрузки по модулю меньше чем 0,4). Подобно этому фактор 2 представляет собой сочетание переменных V 2 , V 4 и V 6 .

Выделенный в результате факторизации фактор представляет собой совокупность тех переменных из числа включенных в анализ, которые имеют значимые нагрузки. Нередко случается, однако, что в фактор входит только одна переменная со значимым факторным весом, а остальные имеют незначимую факторную нагрузку. В этом случае фактор будет определяться по названию единственной значимой переменной.

В сущности, фактор можно рассматривать как искусственную «единицу» группировки переменных (признаков) на основе имеющихся между ними связей. Эта единица является условной, потому что, изменив определенные условия процедуры факторизации матрицы интеркорреляций, можно получить иную факторную матрицу (структуру). В новой матрице может оказаться иным распределение переменных по факторам и их факторные нагрузки.

В связи с этим в факторном анализе существует понятие «простая структура». Простой называют структуру факторной матрицы, в которой каждая переменная имеет значимые нагрузки только по одному из факторов, а сами факторы ортогональны, т.е. не зависят друг от друга. В нашем примере два общих фактора независимы. Факторная матрица с простой структурой позволяет провести интерпретацию полученного результата и дать наименование каждому фактору. В нашем случае фактор первый - «размеры тела», фактор второй - «уровень подготовленности».

Сказанное выше не исчерпывает содержательных возможностей факторной матрицы. Из нее можно извлечь дополнительные характеристики, позволяющие более детально исследовать связи переменных и факторов. Эти характеристики называются «общность» и «собственное значение» фактора.

Однако, прежде чем представить их описание, укажем на одно принципиально важное свойство коэффициента корреляции, благодаря которому получают эти характеристики. Коэффициент корреляции, возведенный в квадрат (т.е. помноженный сам на себя), показывает, какая часть дисперсии (вариативности) признака является общей для двух переменных, или, говоря проще, насколько сильно эти переменные перекрываются. Так, например, две переменные с корреляцией 0,9 перекрываются со степенью 0,9 х 0,9 = 0,81. Это означает, что 81% дисперсии той и другой переменной являются общими, т.е. совпадают. Напомним, что факторные нагрузки в факторной матрице - это коэффициенты корреляции между факторами и переменными, поэтому, возведенная в квадрат факторная нагрузка характеризует степень общности (или перекрытия) дисперсий данной переменной и данного фактором.

Если полученные факторы не зависят друг от друга («ортогональное» решение), по весам факторной матрицы можно определить, какая часть дисперсии является общей для переменной и фактора. Вычислить, какая часть вариативности каждой переменной совпадает с вариативностью факторов, можно простым суммированием квадратов факторных нагрузок по всем факторам. Из таблицы 13.1, например, следует, что 0,91 × 0,91 + + 0,01 × 0,01 = 0,8282, т.е. около 82% вариативности первой переменной «объясняется» двумя первыми факторами. Полученная величина называется общностью переменной, в данном случае переменной V 1

Переменные могут иметь разную степень общности с факторами. Переменная с большей общностью имеет значительную степень перекрытия (большую долю дисперсии) с одним или несколькими факторами. Низкая общность подразумевает, что все корреляции между переменными и факторами невелики. Это означает, что ни один из факторов не имеет совпадающей доли вариативности с данной переменной. Низкая общность может свидетельствовать о том, что переменная измеряет нечто качественно отличающееся от других переменных, включенных в анализ. Например, одна переменная, связанная с оценкой мотивации среди заданий, оценивающих способности, будет иметь общность с факторами способностей близкую к нулю.

Малая общность может также означать, что определенное задание испытывает на себе сильное влияние ошибки измерения или крайне сложно для испытуемого. Возможно, напротив, также, что задание настолько просто, что каждый испытуемый дает на него правильный ответ, или задание настолько нечетко по содержанию, что испытуемый не понимает суть вопроса. Таким образом, низкая общность подразумевает, что данная переменная не совмещается с факторами по одной из причин: либо переменная измеряет другое понятие, либо переменная имеет большую ошибку измерения, либо существуют искажающие дисперсию признака различия между испытуемыми в вариантах ответа на это задание.

Наконец, с помощью такой характеристики, как собственное значение фактора, можно определить относительную значимость каждого из выделенных факторов. Для этого надо вычислить, какую часть дисперсии (вариативности) объясняет каждый фактор. Тот фактор, который объясняет 45% дисперсии (перекрытия) между переменными в исходной корреляционной матрице, очевидно, является более значимым, чем другой, который объясняет только 25% дисперсии. Эти рассуждения, однако, допустимы, если факторы ортогональны, иначе говоря, не зависят друг от друга.

Для того чтобы вычислить собственное значение фактора, нужно возвести в квадрат факторные нагрузки, и сложить их по столбцу. Используя данные таблицы 13.1 можно убедиться, что собственное значение фактора 1 составляет (0,91 × 0,91 + 0,20 × 0,20 + 0,94 × 0,94 + 0,11 × 0,11 + 0,84 × 0,84 + (- 0,13) ×

× (-0,13)) = 2,4863. Если собственное значение фактора разделить на число переменных (6 в нашем примере), то полученное число покажет, какая доля дисперсии объясняется данным фактором. В нашем случае получится 2,4863∙100%/6 = 41,4%. Иными словами, фактор 1 объясняет около 41% информации (дисперсии) в исходной корреляционной матрице. Аналогичный подсчет для второго фактора даст 41,5%. В сумме это будет составлять 82,9%.

Таким образом, два общих фактора, будучи объединены, объясняют только 82,9% дисперсии показателей исходной корреляционной матрицы. Что случилось с «оставшимися» 17,1%? Дело в том, что, рассматривая корреляции между 6 переменными, мы отмечали, что корреляции распадаются на два отдельных блока, и поэтому решили, что логично анализировать материал в понятиях двух факторов, а не 6, как и количество исходных переменных. Другими словами, число конструктов, необходимых, чтобы описать данные, уменьшилось с 6 (число переменных) до 2 (число общих факторов). В результате факторизации часть информации в исходной корреляционной матрице была принесена в жертву построению двухфакторной модели. Единственным условием, при котором информация не утрачивается, было бы рассмотрение шестифакторной модели.

Проверку значимости уравнения регрессии произведем на основе

F-критерия Фишера:

Значение F-критерия Фишера можно найти в таблице Дисперсионный анализ протокола Еxcel. Табличное значение F-критерия при доверительной вероятности α = 0,95 и числе степеней свободы, равном v1 = k = 2 и v2 = n – k – 1= 50 – 2 – 1 = 47, составляет 0,051.

Поскольку Fрасч > Fтабл, уравнение регрессии следует признать значимым, то есть его можно использовать для анализа и прогнозирования.

Оценку значимости коэффициентов полученной модели, используя результаты отчета Excel, можно осуществить тремя способами.

Коэффициент уравнения регрессии признается значимым в том случае, если:

1) наблюдаемое значение t-статистики Стьюдента для этого коэффициента больше, чем критическое (табличное) значение статистики Стьюдента (для заданного уровня значимости, например α = 0,05, и числа степеней свободы df = n – k – 1, где n – число наблюдений, а k – число факторов в модели);

2) Р-значение t-статистики Стьюдента для этого коэффициента меньше, чем уровень значимости, например, α = 0,05;

3) доверительный интервал для этого коэффициента, вычисленный с некоторой доверительной вероятностью (например, 95%), не содержит ноль внутри себя, то есть нижняя 95% и верхняя 95% границы доверительного интервала имеют одинаковые знаки.

Значимость коэффициентов a 1 и a 2 проверим по второму и третьему способам:

P-значение (a 1 ) = 0,00 < 0,01 < 0,05.

Р-значение (a 2 ) = 0,00 < 0,01 < 0,05.

Следовательно, коэффициенты a 1 и a 2 значимы при 1%-ном уровне, а тем более при 5%-ном уровне значимости. Нижние и верхние 95% границы доверительного интервала имеют одинаковые знаки, следовательно, коэффициенты a 1 и a 2 значимы.

Определение объясняющей переменной, от которой

Может зависеть дисперсия случайных возмущений.

Проверка выполнения условия гомоскедастичности

Остатков по тесту Гольдфельда–Квандта

При проверке предпосылки МНК о гомоскедастичности остатков в модели множественной регрессии следует вначале определить, по отношению к какому из факторов дисперсия остатков более всего нарушена. Это можно сделать в результате визуального исследования графиков остатков, построенных по каждому из факторов, включенных в модель. Та из объясняющих переменных, от которой больше зависит дисперсия случайных возмущений, и будет упорядочена по возрастанию фактических значений при проверке теста Гольдфельда–Квандта. Графики легко получить в отчете, который формируется в результате использования инструмента Регрессия в пакете Анализ данных).

Графики остатков по каждому из факторов двухфакторной модели

Из представленных графиков видно, что дисперсия остатков более всего нарушена по отношению к фактору Краткосрочная дебиторская задолженность.

Проверим наличие гомоскедастичности в остатках двухфакторной модели на основе теста Гольдфельда–Квандта.

Упорядочим переменные Y и X2 по возрастанию фактора Х4 (в Excel для этого можно использовать команду Данные – Сортировка по возрастанию Х4):

Данные, отсортированные по возрастанию X4:

1. Уберем из середины упорядоченной совокупности С = 1/4 · n = 1/4 · 50 = 12,5 (12) значения. В результате получим две совокупности соответственно с малыми и большими значениями Х4.

   Для каждой совокупности выполним расчеты:

Уравнения для совокупностей

Y = -27275,746 + 0,126X2 + 1,817 X4

Y = 61439,511 + 0,228X2 + 0,140X4

Результаты данной таблицы получены с помощью инструмента Регрессия поочередно к каждой из полученных совокупностей.

4. Найдем отношение полученных остаточных сумм квадратов

(в числителе должна быть большая сумма):

5. Вывод о наличии гомоскедастичности остатков делаем с помощью F-критерия Фишера с уровнем значимости α = 0,05 и двумя одинаковыми степенями свободы k1 = k2 = == 17

где р – число параметров уравнения регрессии:

Fтабл (0,05; 17; 17) = 9,28.

Так как Fтабл > R ,то подтверждается гомоскедастичность в остатках двухфакторной регрессии.

После того как найдено уравнение линейной регрессии, проводится оценка значимости как уравнения в целом, так и отдельных его параметров.

Оценка значимости уравнения регрессии в целом дается с помощью F-критерия Фишера. При этом выдвигается нулевая гипотеза, коэффициент регрессии равен нулю, то есть b=0, и, следовательно, фактор х не оказывает влияния на результат у. Непосредственному расчету F-критерия предшествует анализ дисперсии. Центральное место в нем занимает разложение общей суммы квадратов отклонений переменной у от среднего значения у на две части - «объясненную» и «необъясненную» (приложение 2).

Общая сумма квадратов отклонений индивидуальных значений результативного признака у от среднего значения у вызвана влиянием множества причин. Условно всю совокупность причин можно разделить на две группы:

• · изучаемый фактор х
• · прочие факторы

Если фактор не оказывает влияния на результат, то линия регрессии на графике параллельна оси охи у = y. Тогда вся дисперсия результативного признака обусловлена воздействием прочих факторов и общая сумма квадратов отклонений совпадает с остаточной. Если же прочие факторы не влияют на результат, то у связан с х функционально и остаточная сумма квадратов равна нулю. В этом случае сумма квадратов отклонений, объясненная регрессией, совпадает с общей суммой квадратов.

Поскольку не все точки поля корреляции лежат на линии регрессии, то всегда имеет место их разброс как обусловленный влиянием фактора х, то есть регрессией у по х, так и вызванный действием прочих величин (необъясненная вариация). Пригодность линии регрессии для прогноза зависит от того, какая часть общей вариации признака у приходится на объясненную вариацию. Очевидно, что если сумма квадратов отклонений, обусловленная регрессией, будет больше остаточной суммы квадратов, то уравнение регрессии статистически значимо и фактор х оказывает существенное влияние на результат у. Это равносильно тому, что коэффициент детерминации r 2 xy будет приближаться к единице.

Любая сумма квадратов отклонений связана с числом степеней свободы (df - degrees of freedom), то есть с числом свободы независимого варьирования признака. Число степеней свободы связано с числом единиц совокупности n и с числом определяемых по ней констант. Применительно к исследуемой проблеме число степеней свободы должно показать, сколько независимых отклонений из n возможных [(y 1 -y), (y 2 -y),…,(y n -y)] требуется для образования данной суммы квадратов. Так, для общей суммы квадратов?(y-y) 2 требуется (n-1) независимых отклонений.

При расчете объясненной или факторной суммы квадратов?(y x -y) 2 используются теоретические (расчетные) значения результативного признака y x , найденные по линии регрессии: y x =а+b*x.

В линейной регрессии сумма квадратов отклонений, обусловленных линейной регрессией, составит: ?(y x -y) 2 =b 2 *?(x -x) 2 .

Поскольку при заданном объеме наблюдений по х и у факторная сумма квадратов при линейной регрессии зависит только от одной константы коэффициента регрессии b, то данная сумма квадратов имеет одну степень свободы. К тому же выводу придем, если рассмотрим содержательную сторону расчетного значения признака у, то есть y x . Величина y x определяется по уравнению линейной регрессии: y x =а+b*x. Параметр а можно определить как: a=y-b*x. Подставив выражение параметра а в линейную модель получим:

y x = y-b*x+b*x= y-b*(х-х).

Отсюда видно, что при заданном наборе переменных у и х расчетное значение y x является в линейной регрессии функцией только одного параметра - коэффициента регрессии. Соответственно и факторная сумма квадратов отклонений имеет число степеней свободы, равное 1.

Существует равенство между числом степеней свободы общей, факторной и остаточной суммами квадратов. Число степеней свободы остаточной суммы квадратов при линейной регрессии составляет n-2. Число степеней свободы для общей суммы квадратов определяется числом единиц, и поскольку используется средняя вычисленная по данным выборки, то теряем одну степень свободы, то есть df общ = n-1.

Итак, имеется два равенства:

?(у-у) 2 =?(y x -у) 2 +?(у- y x) 2 ,

Разделив каждую сумму квадратов на соответствующее ей число степеней свободы, получим средний квадрат отклонений, или, что то же самое, дисперсию на одну степень свободы D.

D общ =?(у-у) 2 /(n-1);

D факт =?(y x -у) 2 /1;

D ост =?(у- y x) 2 /(n-1).

Определение дисперсии на одну степень свободы приводит дисперсии к сравнимому виду. Сопоставляя факторную и остаточную дисперсии в расчете на одну степень свободы, получим величину F-отношения (F-критерия):

F= D факт / D ост, где

F - критерий для проверки нулевой гипотезы Н 0: D факт =D ост.

Если нулевая гипотеза справедлива, то факторная и остаточная дисперсии не отличаются друг от друга. Для Н 0 необходимо опровержение, чтобы факторная дисперсия превышала остаточную в несколько раз.

Английским статистиком Снедекором разработаны таблицы критических значений F-отношений при разных уровнях существенности нулевой гипотезы и различимом числе степеней свободы.

Табличное значение F-критерия - это максимальная величина отношения дисперсий, которая может иметь место при случайном их расхождении для данного уровня вероятности наличия нулевой гипотезы.

Вычисленное значение F-отношения признается достоверным (отличным от единицы), если оно больше табличного.

В этом случае нулевая гипотеза об отсутствии связи признаков отклоняется и делается вывод о существенности этой связи: F факт >F табл. Н 0 отклоняется.

Если же величина окажется меньше табличной F факт

Оценку качества модели дает коэффициент детерминации. Коэффициент детерминации (R 2) -- это квадрат множественного коэффициента корреляции.

Он показывает, какая доля дисперсии результативного признака объясняется влиянием независимых переменных.

Формула для вычисления коэффициента детерминации:

y i -- выборочные данные, а f i -- соответствующие им значения модели.

Также это квадрат корреляции Пирсона между двумя переменными. Он выражает количество дисперсии, общей между двумя переменными.

Коэффициент принимает значения из интервала . Чем ближе значение к 1 тем ближе модель к эмпирическим наблюдениям.

В случае парной линейной регрессионной модели коэффициент детерминации равен квадрату коэффициента корреляции, то есть R 2 = r 2 .

Иногда показателям тесноты связи можно дать качественную оценку (шкала Чеддока) (приложение 3).

Функциональная связь возникает при значении равном 1, а отсутствие связи -- 0. При значениях показателей тесноты связи меньше 0,7 величина коэффициента детерминации всегда будет ниже 50 %. Это означает, что на долю вариации факторных признаков приходится меньшая часть по сравнению с остальными неучтенными в модели факторами, влияющими на изменение результативного показателя. Построенные при таких условиях регрессионные модели имеют низкое практическое значение.

С помощью МНК можно получить лишь оценки параметров уравнения регрессии. Чтобы проверить, значимы ли параметры (т.е. значимо ли они отличаются от нуля в истинном уравнении регрессии) используют статистические ме­тоды проверки гипотез. В качестве основной гипотезы вы­двигают гипотезу о незначимом отличии от нуля параметра регрессии или коэффициента корреляции. Альтернативной гипотезой, при этом является гипотеза обратная, т.е. о неравенстве нулю параметра или коэффициента корреляции. Для проверки гипотезы используется t- критерий Стьюдента.

Найденное по данным наблюдений значение t- критерия (его еще называют наблюдаемым или фактиче­ским) сравнивается с табличным (критическим) значением, определяемым по таблицам распределения Стьюдента (ко­торые обычно приводятся в конце учебников и практикумов по статистике или эконометрике). Табличное значение оп­ределяется в зависимости от уровня значимости и числа степеней свободы, которое в случае линейной парной рег­рессии равно , n -число наблюдений.

Если фактическое значение t -критерия больше таб­личного (по модулю), то считают, что с вероятностью параметр регрессии (ко­эффициент корреляции) значимо отличается от нуля.

Если фактическое значение t -критерия меньше таб­личного (по модулю), то нет оснований отвергать основную гипотезу, т.е. параметр регрессии (коэффициент корреля­ции) незначимо отличается от нуля при уровне значимости .

Фактические значения t -критерия определяются по формулам:

,

,

где .

Для проверки гипотезы о незначимом отличии от нуля коэффициента линейной парной корреляции используют критерий:

где r - оценка коэффициента корреляции, полученная по наблюдаемым данным.

Прогноз ожидаемого значения результативного признака Y по линейному парному уравнению регрессии.

Пусть требуется оценить прогнозное значение призна­ка-результата для заданного значения признака-фактора . Прогнозируемое значение признака-результата с дове­рительной вероятностью равной принадлежит интервалу прогноза:

,

где - точечный прогноз;

t - коэффициент доверия, определяемый по таблицам распределения Стьюдента в зависимости от уровня значимости α и числа степеней свободы ;

Средняя ошибка прогноза.

Точечный прогноз рассчитывается по линейному уравнению регрессии, как:

.

Средняя ошибка прогноза определяется по формуле:

.

Пример 1.

На основе данных, приведенных в Приложении и соответствующих варианту 100, требуется:

1. Построить уравнение линейной парной регрессии одного признака от другого. Один из признаков, соответствующих Вашему варианту, будет играть роль факторного (Х), другой - результативного . Причинно-следственные связи между признаками установить самим на основе экономического анализа. Пояснить смысл параметров уравнения.

3. Оценить статистическую значимость параметров регрессии и коэффициента корреляции с уровнем значимости 0,05.

4. Выполнить прогноз ожидаемого значения признака-результата Yпри прогнозном значении признака-фактора X, составляющим 105% от среднего уровня X. Оценить точность прогноза, рассчитав ошибку прогноза и его доверительный интервал с вероятностью 0,95.

Решение:

В качестве признака-фактора в данном случае выберем курсовую цену акций, так как от прибыльности акций зависит величина начисленных дивидендов. Таким образом, результативным будет признак дивиденды, начисленные по результатам деятельности .

Для облегчения расчетов построим расчетную таблицу, которая заполняется по ходу решения задачи. (Таблица 1)

Для наглядности зависимости Yот X представим графически. (Рисунок 2)

Таблица 1 - Расчетная таблица

1. Построим уравнение регрессии вида: .

Для этого необходимо определить параметры уравнения и .

Определим ,

где - среднее из значений , возведенных в квадрат;

Среднее значение в квадрате.

Определим параметр а 0 :

Получим уравнение регрессии следующего вида:

Параметр показывает, сколько составили бы дивиденды, начисленные по результатам деятельности при отсутствии влияния со стороны курсовой цены акций. На основе параметра можно сделать вывод, что при изменении курсовой цены акций на 1 руб. произойдет изменение дивидендов в ту же сторону на 0,01 млн. руб.

2. Рассчитаем линейный коэффициент парной корреляции и коэффициент детерминации.

Линейный коэффициент парной корреляции определим по формуле:

,

Определим и :

Коэффициент корреляции, равный 0,708, позволяет судить о тесной связи между результативным и факторным признаками .

Коэффициент детерминации равен квадрату линейного коэффициента корреляции:

Коэффициент детерминации показывает, что на вариации начисленных дивидендов зависит от вариации курсовой цены акций, и на - от остальных неучтенных в модели факторов.

3. Оценим значимость параметров уравнения регрессии и линейного коэффициента корреляции по t- критерию Стьюдента. Необходимо сравнить расчетные значения t- критерия для каждого параметра и сравнить его с табличным.

Для расчета фактических значений t -критерия определим :