Modelul liniar al regresiei simple, REGRESIA MULTIPLA

ACADEMIA DE STUDII ECONOMICE

FACULTATEA DE ECONOMIE AGROALIMENTARA SI A MEDIULUI

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.

Modelul liniar al regresiei multiple

Consideram acum modelul:

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

in care:   Y reprezinta o variabila endogena;

X₁, X₂ ,, X_p sunt variabile exogene;

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

Modelul nu contine o constanta deoarece variabila X_p poate fi considerata astfel ca x_pt=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 x_t este acum valabil pentru x_it, 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.

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,,X_p in spatiul ortonormat .

Vectorul apartine subspatiului (L) generat de vectorii X₁, X₂,,X_p. 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,,X_p:

Efectuind produsele scalare, rezulta sistemul de ecuatii:

Sau, cu notatiile matriciale introduse:

X'Y=(X'X)a , de unde rezulta:

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 U_r(X) urma matricei X. U_r 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).

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 g_ij 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 U_r.)

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.

Teste si regiuni de incredere

Ipoteza de normalitate a erorilor e_t 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 a_i. De exemplu, daca se testeaza ipoteza (H₀:a_i=0) contra ipotezei (H₁:a_i0), 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.

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 a_i, ca si a unui elipsoid de incredere relativ la ansamblul coeficientilor in spatiul . Pentru a_i, 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:a_q=) contra ipotezei (H₁:a_q), atunci daca:

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

Previziunea variabilei endogene

Daca presupunem cunoscute la un moment q valorile (x_1q, x_2q,, x_pq) 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:

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.

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,,a_q sunt estimati cu modelul (2) este atunci:

Stim ca , adica .

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

In figura anterioara avem:

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

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

H_q apartine lui (L) si triunghiul AH_pH_q este dreptunghic in H_p.

si , iar este chiar .