QReferate - referate pentru educatia ta.
Referatele noastre - sursa ta de inspiratie! Referate oferite gratuit, lucrari si proiecte cu imagini si grafice. Fiecare referat, proiect sau comentariu il poti downloada rapid si il poti folosi pentru temele tale de acasa.



AdministratieAlimentatieArta culturaAsistenta socialaAstronomie
BiologieChimieComunicareConstructiiCosmetica
DesenDiverseDreptEconomieEngleza
FilozofieFizicaFrancezaGeografieGermana
InformaticaIstorieLatinaManagementMarketing
MatematicaMecanicaMedicinaPedagogiePsihologie
RomanaStiinte politiceTransporturiTurism
Esti aici: Qreferat » Referate economie

Regresia multipla







REGRESIA MULTIPLA


De multe ori, studiul unui fenomen economic necesita introducerea mai multor variabile explicative. O variabila endogena se exprima, deci, in functie de mai multe variabile exogene. Metodele de regresie utilizate sunt in acest caz generalizari ale celor din capitolul anterior.


1. Modelul liniar al regresiei multiple


Consideram acum modelul:

(1) , t=1, 2, ,T



in care:            Y reprezinta o variabila endogena;

X1, X2 ,, Xp sunt variabile exogene;

a1, a2 ,, ap sunt parametri necunoscuti care trebuie estimati.

Modelul nu contine o constanta deoarece variabila Xp poate fi considerata astfel ca xpt=1, (se numeste variabila auxiliara).

Folosind notatiile:

, , ,

ecuatia (1) se scrie sub forma matriceala:

(2) .


Ipoteze fundamentale

Ipotezele I1, I2 din capitolul II raman valabile: ceea ce era adevarat pentru xt este acum valabil pentru xit, i=1,2,,p.

Ipoteza I3 referitoare la variabilele exogene se modifica astfel:

a.                absenta coliniaritatii variabilelor exogene:

Nu exista nici o multime de p numere reale , i=1,2,,p astfel incat , t=1, 2, ,T.

Matricea X de format (Txp) are in acest caz rangul p (T>p)  si matricea (X’X), unde X’ este transpusa lui X, este nesingulara, deci exista inversa ei (X’X)-1.

b.                Atunci cand , matricea tinde catre o matrice finita, nesingulara.



2. Determinarea estimatorilor parametrilor


Pentru a scrie ecuatiile normale utilizam interpretarea geometrica data in capitolul II. Ne propunem sa minimizam expresia .

Fie vectorii Y, X1, X2,,Xp in spatiul ortonormat .

Vectorul apartine subspatiului (L) generat de vectorii X1, X2,,Xp. Cantitatea va fi minima atunci cand vectorul este ortogonal la subspatiul (L). Aceasta conditie se traduce prin egalitatea cu zero a produselor scalare dintre vectorul si orice vector din subspatíul (L),deci si X1,X2,,Xp:

Efectuind produsele scalare, rezulta sistemul de ecuatii:



Sau, cu notatiile matriciale introduse:

X’Y=(X’X)a   , de unde rezulta:

(3)


Proprietatile estimatorului

Aratam ca este un estimator nedeplasat al lui a si deducem expresia matricei de varianta si covarianta .

a.      transformam expresia (3) inlocuind Y prin expresia lui in functie de X:

Aplicand operatorul de medie expresiei (4), rezulta:

.

Dar, conform I2, deci , adica este estimator nedeplasat pentru a.

b.     Prin definitie:

.

Din (4) rezulta: si pentru ca este o matrice simetrica. Atunci:

si .

Insa este matricea de varianta si covarianta a lui . Stim ca (I este matricea unitate de ordinul T). Atunci rezulta:

Se poate arata ca daca ipoteza a) din I3 ramane valabila cand , atunci este estimator convergent catre a.

Propozitie. Estimatorul este cel mai bun estimator liniar nedeplasat al lui a.

Pentru a arata aceasta proprietate vom construi un estimator liniar pentru a care sa aiba varianta minima si el va fi identic cu cel obtinut prin MCMMP. Fie a* un estimator liniar al lui a, adica a*=MY, unde M este o matrice cu coeficienti constanti de format (pxT). Estimatorul a* este nedeplasat daca:

adica pentru ca .

Pentru ca a* sa fie nedeplasat, trebuie ca (MX)=I (matricea unitate de ordinul p).

Construim acum matricea de varianta si covarianta a lui a*:

Dar, , deci , si . Pentru ca a* sa fie de varianta minima, trebuie ca „urma” matricei (MM’) sa fie minima, sub restrictia (MX)=I. Urma unei matrici este, prin definitie, suma elementelor de pe diagonala principala. Notam Ur(X) urma matricei X. Ur este un operator liniar (demonstrati!). Rezolvand problema de extremum conditionat:

se obtine solutia , adica . Am gasit ca .

Un astfel de estimator se numeste „estimator BLUE” (best liniar unbiaised estimator).


4. Determinarea unui estimator nedeplasat al variantei

Varianta reziduurilor fiind necunoscuta, avem nevoie de un estimator al ei. Daca p este numarul de coeficienti de estimat in model, se va arata ca:

Avem ca:        ;

;

;

.

Dar: si

.

Notam: .

G este o matrice de format (TxT) cu proprietatile G G (simetrica) si G G (idempotenta de grad 2). Am obtinut . Evaluam acum , care sub forma matriceala este: , unde gij este elementul matricii G situat la intersectia liniei i cu coloana j.

Atunci, rezulta ca:

.

Insa, conform I2 si .

Aratam ca .

(permutarea intre si este posibila datorita formatului acestor matrici si proprietatilor operatorului Ur.)

In final rezulta:

, astfel ca este estimator nedeplasat al lui

T este numarul de observatii, p este numarul de parametri de estimat si relatia gasita o generalizeaza pe cea din capitolul II.


5. Teste si regiuni de incredere


Ipoteza de normalitate a erorilor et fiind indeplinita, se pot generaliza rezultatele obtinute la regresia simpla. Deoarece , rezulta ca este distribuita dupa o lege normala in p dimensiuni, cu media si dispersia . Pentru un estimator dat, avem ca:

(*) urmeaza o lege normala redusa N(0,1);

(**) este distribuita c (hi-patrat) cu (T-p) grade de libertate.

(***) urmeaza o lege Student cu (T-p) grade de libertate.

Legea Student este utilizata in mod curent pentru a aprecia validitatea estimatorului unui coeficient ai. De exemplu, daca se testeaza ipoteza (H0:ai=0) contra ipotezei (H1:ai0), pentru a accepta H1 trebuie ca , unde este valoarea tabelata a variabilei t repartizata Student, cu T-p grade de libertate, iar a este pragul de semnificatie.


Observatie

Pentru T>30 si a=0,05, . Deci, daca se accepta H1, adica ipoteza ca variabila Xi are un coeficient ai semnificativ diferit de zero.

Mai general, cand se pune problema de a sti daca un coeficient ai este diferit de o valoare particulara , se calculeaza raportul si se compara cu .

Daca tcalculat>ttabelat concludem ca


Consideram acum toti estimatorii :

variabila aleatoare este distribuita c cu p grade de libertate;

(**) variabila aleatoare urmeaza o lege Fisher-Snedecor cu p si (T-p) grade de libertate.

La fel ca la regresia liniara simpla, rezultatele anterioare permit construirea de intervale de incredere relative la coeficientii ai, ca si a unui elipsoid de incredere relativ la ansamblul coeficientilor in spatiul Pentru ai, intervalul de incredere, la pragul de seminificatie a este:



iar pentru ansamblul coeficientilor, ecuatia elipsoidului de incredere este:  F=F(
a,p,T-p).

Aceleasi principii conduc la determinarea de regiuni de incredere relative la un numar oarecare de coeficienti din model. Daca q este numarul coeficientilor retinuti, in spatiul , avem ecuatia F1=F(a,q,T-p), unde:

.

cu extras din vectorul si extrasa din :

Daca dorim sa testam, la pragul de semnificatie a, ipoteza (H0:aq=) contra ipotezei (H1:aq), atunci daca:



se accepta ipoteza H0 ( se extrage din tabelele distributiei Fisher-Snedecor).


Observatie

Se observa ca valoarea tabelata F depinde de si nu de . Rezulta ca expresia face sa apara la numitor distribuita c cu (T-p) grade de libertate.


6. Previziunea variabilei endogene


Daca presupunem cunoscute la un moment q valorile (x1q, x2q,, xpq) atunci previziunea variabilei endogene va fi:

.

Eroarea de previziune va fi variabila aleatoare:

Se constata ca media erorii de previziune este zero:

iar varianta erorii de previziune este:

deoarece si sunt necorelate ( nu depind decat de ), t=1,2,,T si T<q

Deducem ca:

,

iar sub forma matriciala:

, adica:

,

unde: .

Observatie:

Se arata ca  daca T este finit si et sunt normal distribuite, atunci este distribuita normal in p dimensiuni. Daca ipotezele nu sunt indeplinite, atunci cind , vectorul urmeaza o distributie normala cu media egala cu zero.

7. Coeficientul de corelatie multipla R. Analiza variantei


Si in acest caz, ecuatia variantei se scrie:

Coeficientul de corelatie multipla R are definitia:

.

Din reprezentarea geometrica facuta, rezulta ca  ,

dar stim ca si , rezultand ca: , ceea ce arata ca vectorul rezidual este acelasi si pentru valorile (Y,X) si pentru valorile centrate fata de medie . Cu alte cuvinte, daca efectuam regresia pe ecuatia generala, cu variabilele necentrate sau o efectuam cu variabilele centrate pe media lor, estimatorul si vectorul rezidual sunt aceeasi.

Observatie:

Cand se centreaza valorile X si Y, vectorul nu contine ultimul estimator . Constanta dispare cand se centreaza variabilele. Considerarea modelului fara constante, cu variabilele necentrate pe media lor, poate conduce la valori ale lui care ies din intervalul (0,1).


Expresia matriciala a coeficientului de corelatie multipla este:

, dar .

si coeficientul devine:

.

Coeficientul arata rolul jucat de toate variabilele exogene asupra evolutiei variabilei endogene. El este cu atat mai bun cu cat e mai apropiat de 1.

Dar, judecarea calitatii unui model doar prin valoarea lui poate duce la erori grosiere. El mascheaza uneori influenta variabilelor exogene luate separat asupra variabilei endogene si nu poate sa se substituie studiului estimatorilor coeficientilor modelului. Patratul coeficientului de corelatie multipla nu tine cont nici de numarul de observatii (T) si nici de numarul variabilelor explicative (p). Ori, se poate foarte bine ca, avand aceleasi observatii asupra variabilei endogene sa consideram doua modele distincte, in al doilea facand sa apara un numar de variabile explicative noi. In aceasta a doua regresie coeficientul de corelatie multipla nu poate decat sa creasca (pentru ca variabilitatea explicata prin regresie creste).

O definire mai precisa a lui , care tine cont de T si p este:

.

se numeste coeficient de corelatie multipla corectat.

daca p=1, atunci ;

daca p>1, atunci ;

poate scadea prin introducerea in model a unei noi variabile exogene;

poate lua si valori negative, daca .


Analiza variantei


Atunci cand studiem rolul jucat de exogene asupra evolutiei endogenei, ne putem intreba care este partea de variabilitate explicata de una sau mai multe variabile exogene.

Reluam modelul initial:

(1) , t=1, 2, ,T

si consideram q variabile printre cele p, pe care le indexam de la 1 la q:

(2) .

Variabilitatea ne-explicata de cele q exogene in modelul (1) este variabilitatea reziduala asociata modelului (2).


Fie:

Variabilitatea ne-explicata de cele p exogene din modelul (1) este:

Variabilitatea explicata de cele (p-q) exogene din modelul (1) atunci cand a1,,aq sunt estimati cu modelul (2) este atunci:



Stim ca , adica .

Rezultatele se grupeaza, adesea, intr-un tabel de analiza a variantei:

Sursa variabilitatii

Suma patratelor corespunzatoare acestei surse

Numarul gradelor de libertate

Media patratelor asociate

1. X: multimea celor p exogene

p

2. : multimea reziduurilor

T-p

Y: variabila endogena

T

4. (p-q) variabile exogene dintre cele p

p-q


In figura anterioara avem:

este proiectia lui Y pe subspatiul (L) ai carui vectori generatori sunt X1,X2,,Xp.

este proiectia lui Y pe subspatiul generat de X1,X2,,Xq.

Hq apartine lui (L) si triunghiul AHpHq este dreptunghic in Hp.

si , iar este chiar .


8. Experienta de calcul

Dispunem de observatiile din tabelul de mai jos si ne propunem sa explicam variabile endogena Y pornind de la variabilele exogene X1 si X2, printr-un model liniar de forma:  , unde:

adica:  , unde:

t

yt

x1t

x2t







































Sa observam ca numarul de observatii (T=9) este mic, din ratiuni de simplificare a calculelor.

Vom estima modelul, presupunind ca sunt indeplinite ipotezele principale ale modelului liniar general de regresie:

- ipoteze stochastice: (homoscedasticitate), adica: , daca si t.

- ipoteze structurale: daca numarul de variabile exogene veritabile este k, atunci p=k+1 este numarul parametrilor de estimat. Trebuie ca rangul matricii X sa fie egal cu p (p<T), iar matricea ,  unde este transpusa lui X este nesingulara, deci inversabila.

In exemplul nostru avem k=2 si p=

Atunci, este un estimator liniar nedeplasat si cu varianta minimala (estimator BLUE). Pentru a simplifica procedura de calcul vom centra variabilele modelului. Cu notatiile:

,

unde:  ,

modelul se scrie:

, sau , unde

Deoarece

, valorile centrate ale variabilelor sunt:

t






































Pentru a calcula estimatorul , avem nevoie de matricile:

Pentru a determina estimatorul celui de al treilea parametru, a3, utilizam relatia:  , de unde:

Modelul estimat este: , iar reziduurile sunt: .

Cautam acum un estimator nedeplasat pentru varianta reziduurilor. Am vazut ca acest estimator este dat de relatia: . Dar,

, iar

. Avem ca:

si

Matricea de varianta si covarianta a vectorului  este: , iar o estimatie a ei se obtine inlocuind pe cu . Avem ca:

Coeficientul de corelatie multipla R2, are valoarea:

Variabilitatea totala =

Variabilitatea reziduala =

Variabilitatea explicata = Variabilitatea totala – Variabilitatea reziduala =

=1248 – 68,4296 = 1179,5704

.

Tabelul de analiza a variantei (variabile centrate):

Sursa variabilitatii

Suma patratelor corespunzatoare acestei surse

Numarul gradelor de libertate

Media patratelor asociate

1.Variabila endogena centrata

T-1=8

2.Variabilele exogene centrate

k=2

Reziduurile

T-k-1=6








Nu se poate descarca referatul
Acest referat nu se poate descarca

E posibil sa te intereseze alte referate despre:


Copyright © 2021 - Toate drepturile rezervate QReferat.com Folositi referatele, proiectele sau lucrarile afisate ca sursa de inspiratie. Va recomandam sa nu copiati textul, ci sa compuneti propriul referat pe baza referatelor de pe site.
{ Home } { Contact } { Termeni si conditii }