формулу (59) можно привести к виду:
(64)
В условиях нашего примера:
.
Следовательно, нулевая гипотеза: отвергается
Рассмотрим случай, когда нулевая гипотеза имеет вид:
, , (65)
где – некоторое подмножество значений множества индекса коэффициентов .
В этом случае матрица будет состоять из строк, в которых j-я компонента равна 1, а остальные – нули. Вектор состоит из нулей.
Например, в случае модели:
(66)
и нулевой гипотезы:
(67)
матрица и вектор равны:
,
В рассматриваемом нами случае F-статистику (59) можно найти также следующим способом.
Наряду с исходной «длинной» моделью:
(68)
рассмотрим «короткую» модель:
(69)
Например, в случае «длинной» модели (66) и нулевой гипотезы (67) «короткая» модель (69) имеет вид:
(70)
Обозначим через и остаточную сумму квадратов и коэффициент детерминации для «длинной» регрессии, а через и – эти же величины для короткой регрессии.
Можно показать, что для F-статистики (59) справедливы формулы:
. (71)
Напомним, что количество степеней свободы F-статистики равно , где – число равенств в нулевой гипотезе.
Доверительная область для коэффициентов регрессии.
Рассмотрим случай, когда .
Тогда равенство (58) примет вид:
Заменив на и на в формуле (59), получим:
(72)
В силу (62) -доверительная область для вектора задается условием:
(73)
и является эллипсоидом в m-мерном пространстве.
Доверительные интервалы для зависимой переменной
Пусть .
Например,
.
Будем считать, что в соответствии с зависимостью (5), имеет место равенство:
(74)
и для выполняются основные гипотезы линейной регрессии:
1) ;
2) ;
3) .
В силу гипотезы (1):
(75)
Прогнозное значение находится в соответствии с формулой (11):
(76)
В условиях нашего примера при :
(При этом реальное значение может не известно.)
Заметим, что
. (77)
В силу (20), (75), (76), прогнозное значение является несмещенной оценкой величины ..
Для получения доверительных интервалов ниже будем считать, что условное распределение случайной величины нормально (при фиксированных значениях случайных величин и ).
Тогда в силу формулы (76) из того, что условное распределение оценки нормально, вытекает, что условное распределение прогноза также нормально.
При этом в силу (63):
(78)
Итак,
(79)
Подставив формулу (24) в (79), получим:
(80)
Подставив вместо ее выборочную несмещенную оценку , получим несмещенную оценку для :
. (81)
В условиях нашего примера:
Обозначим:
(82)
В нашем случае:
Можно доказать, что статистика
(83)
имеет распределение Стъюдента с числом степеней свободы .
Следовательно, при уровне значимости :
, (84)
где – двусторонняя квантиль распределения Стъюдента для уровня значимости и числа степеней свободы .
Из (84) в результате несложных алгебраических преобразований имеем:
(85)
Это соотношение определяет доверительный интервал для ожидаемого значения :
, (86)
в который с вероятностью попадает .
В нашем случае 95%-й доверительный интервал для :
.
Доверительный интервал для
Будем считать, что значение не известно.
Из равенств (75), (77):
(87)
Используя формулу (24), получим:
Итак,
(88)
Следовательно,
(89)
является несмещенной оценкой для .
В нашем случае:
Обозначим:
(90)
В нашем случае:
Можно показать, что величина
(91)
имеет распределение Стъюдента с числом степеней свободы .
Следовательно, при уровне значимости :
, (92)
где – двусторонняя квантиль распределения Стъюдента для уровня значимости и числа степеней свободы .
Из (92) в результате несложных алгебраических преобразований имеем:
(93)
Это соотношения определяет доверительный интервал для значения :
, (94)
в который с вероятностью попадает .
В нашем случае доверительный интервал для значения :
.
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.