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第十讲 回归分析(续) 一、预测和控制 二、一元曲线回归 三、多元回归分析 * 一、预测和控制 二、一元曲线回归 三、多元回归分析 在回归检验中,如果回归方程的效果显 著, 著, 预测和控制。 测(或预报)相应的 值或其可能的取值范 围。 也就是回归方程与实际数据拟合效果显 紧接着的问题就如何利用回归方程进行 所谓预测就是对给定的 , 预 而控制正好与预测相反, 它是根据 的预 期范围来如何控制 的范围。 (一)预测 设 是样本, 给定 , 有 且 与 相互独立。 有 回归方程为 。 根据回归方程 的意义,自然用回归值(或拟合值) 作为 的预测值。 由于 所以 是 的无偏估计。 下求 的预测区间: 独立,由于 且 与 相互独立, 则有 设 ~ ~ 根据 与 相互独立有 ~ 即 ~ 又由于 相互独立, 可知 与 独立; 再 由 与 独立, 可知 与 独立, 故 ~ 这样置信度为 的预测(置信)区间为 其中 由上式可知,残差平方和 越小,预测区间越 窄,即预测越精确; 另对给定的样本观测值和 置信度, 越靠近 , 预测区间越精确。 由于 的任意性, 因此夹在两曲线 之间的部分就是 的置信度 的预测带。 特别地当 很大且 越接近 时, 若要 的值以概率 落在给定 (二)控制 的置信度 为 的预测区间可近似的表示为 区间 内,那么变量 应控制在什么范围 内, 即就是要求出区间 , 使当 时,对应的 值以概率 落在区间 之内。 在此仅讨论 很大且 越接近 的情形。 令 求解方程组可得 当 时, 的控制区间为 ; 时, 的控制区间为 。 而当 显然要实现上述 对 的控制, 必须有 常用的线性化方法: 1. 双曲线 则可线性化为 2. 幂函数 则可线性化为 3. 指数曲线 则可线性化为 4. 倒指数曲线 则可线性化为 5. 对数曲线 则可线性化为 6. 曲线 则可线性化为 7. 多项式 则可线性化为 这种情形常用的是二次多项式。 注 (1) 线性化的过程使得有关的显著性检验 无法进行, 但仍可根据原始数据计算 及 仍称其为拟合优度。 (2) 可以根据 的值来评判拟合的好坏。 考虑含 个因素的回归模型 其中 是可观测的随机变量, 是未参 数,称为回归系数, 是不可观测的随机误差, 称为回归因子或设计因子,简称因子。 实际上反映了因子 对观测值 的 (一)多元回归模型 贡献大小,因此也称 为因子 的效应。 设有 组观测值 则有 用矩阵可表示如下: (*) 其中 称 为设计矩阵,且一般假设 。 显然有 (二)参数的最小二乘估计及性质 误差的平方和为 选择参数 使上式达到最小。 可得 令 有 此方程称为正规方程, 由于 可逆,所以 就是参数 的最小二乘估计。 性质1 使得 达到最小。 证明 由于 所以 性质2 是 的线性无偏估计。 性质4 是 的最好(协方差阵最小)线性无偏 证明 设 是 的任一线性无偏估计, 即 这样对任一 有 所以 同时亦有 最小二乘估计 的协方差阵是 估计。 性质3 分解式 成立, 总误差平方和, 回归平方和, 残差平方和。 即 这样有 即 对任一 维向量 , 由于 性质5 称 为拟合值, 称 为残差向量。 即 与 不相关。 证明 性质6 的无偏估计为 证明 由于 *
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