Công Thức Ước Lượng Hệ Số Của Đường Hồi Quy Tuyến Tính



f1 x

2 1x2 ,

fx, y dy



x  1

0,

x  1



f2 y

1 4 y2 ,

fx, y dx



y  2



0, y  2

Do f x, yf1 xf2 y

nên X, Y phụ thuộc. Vì

f1 x, f2 ylà các hàm chẵn

nên EX EY  0 do đó



1 1 2 1x2

2

cov(X, Y) xyf (x, y)dxdy  EX.EY xdx

1

ydy  0

2 1x2

5.2.3. Hệ số tương quan mẫu

Lập mẫu ngẫu nhiên

WXY (X1, Y1), (X2, Y2),..., (Xn, Yn).

Để ước lượng hệ số tương quan

rXY

E(XY)  EX.EY , ta dùng thống kê

SX .SY

R  XY  X.Y

SX .SY

Với mẫu cụ thể ta tính được giá trị của R là

trong đó

rXY

 XY  X.Y SX .SY

n

n

X 1x ; Y 1y ;

n i ni

i1 i1

1

n

XY 

n

xi yi ;

i1

1 n 2

S



X

n

i

2 x

i1

 X;

1 n 2

S



Y

n

i

2 y

XY



i1

 Y

Ta có:

Tính chất:

i) | rXY | 1 ;

n  xy  x  yr n  x2 x 2. n  y2 y2

ii) Nếu | rXY | 1 thì X và Y có quan hệ tuyến tính Y = aX + b;

iii) Nếu | rXY | 0

thì X và Y không tương quan.

iv) Nếu | rXY | càng lớn thì X và Y tương quan càng chặt hơn.

v) Nếu

rXY  0

thì X và Y có tương quan thuận (X tăng thì Y tăng), nếu

rXY  0

thì X và Y có tương quan nghịch (X tăng thì Y giảm).

Ví dụ 5.7. Từ số liệu được cho bởi bảng sau, hay xác định hệ số tương quan của Y và X.

X

1	3	4	6	8	9	11	14
Y	1	2	4	4	5	7	8	9

Có thể bạn quan tâm!

• Kiểm Định Về Sự Bằng Nhau Của Hai Kỳ Vọng
• Kiểm Định Sự Bằng Nhau Của 2 Tỷ Lệ
• Không Thể Kết Luận Học Sinh Nội Thàn Có Thể Lực Tốt Hơn
• Lý thuyết xác suất và thống kê toán - 19
• Lý thuyết xác suất và thống kê toán - 20
• Lý thuyết xác suất và thống kê toán - 21

Xem toàn bộ 168 trang tài liệu này.

Giải

Ta lập bảng sau:

xi

yi	x2 i	xi yi	y2 i
1	1	1	1	1
3	2	9	6	4
4	4	16	16	16
6	4	36	24	16
8	5	64	40	25
9	7	81	63	49
11	8	121	88	64
14	9	196	126	81
x=56	y=40	x2=524	xy=364	y2=256

n  xy  x  y

n  x2 x 2. n  y2 y2

rXY 

 8.364  56.40

8.524 562. 8.256 402

 672

687,81

 0, 977

5.2.4. Tiêu chuẩn độc lập của hai biến ngẫu nhiên

Nếu cov(X, Y)  0 thì ta nói hai biến ngẫu nhiên X và Y không tương quan hay

độc lập. Như vậy, ta thiết lập giả thuyết gốc và đối thuyết là :

H0: cov X,Y  0

Tiêu chuẩn kiểm định



H

1

: cov X ,Y  0

r n  2

1r2

K 

Trong đó r là hệ số tương quan tính trên tập mẫu ngẫu nhiên xi,yi,i  1, n .

Miền bác bỏ

H0 là

W K t

1

n2 2 



Ví dụ 5.8. Cho cặp biến ngẫu nhiên (X,Y) tuân theo luật phân phối chuẩn và bộ số liệu quan sát được như sau:

xi

12,0	16,5	15,2	11,7	18,3	10,9	14,4	16,0
yi	2,75	3,37	2,86	2,62	2,76	3,49	3,12	3,05

Với  0, 05

Giải

hãy kiểm định tính độc lập của hai biến ngẫu nhiên X, Y.

Bài toán kiểm định



1

H0: cov X,Y  0

n  8

xi  115; yi  24, 02

H

: cov X ,Y  0

i i i i

x2 1701, 25; y2 72, 798; x y

xiX yiY 0, 2975

 345, 008

Suy ra r 

0, 2975

48,125.0, 678

0, 0489

0, 0489. 6

1 0, 04892

Giá trị của hàm kiểm định K 0,1199

 0, 05

nên t6 0,975 2, 447 .

Do đó K  2, 447 , vậy 2 biến X,Y độc lập.

5.2.5. Kiểm định giả thuyết về hệ số tương quan

a. Kiểm định hệ số tương quan



H0: cov X,Y 0

Chọn thống kê

H

Z  1 ln 1r

2 1r

1 : cov X ,Y 0

Theo Phi – sơ, nếu

H0 đúng thì thống kê K sẽ tiệm cận tới phân phối chuẩn khi

n với các số đặc trưng xấp xỉ là

EZ 1 ln 10 

2 10

0

2 n 1

VZ 

1

VZ

n  3

n  3

Trong thực hành với

n  50

thì

K Z EZ Z VZ

: N 0;1

Khi đó miền bác bỏ

H0 là

W K

z ,z

1

b b 2 



Ví dụ 5.9. Từ bộ số liệu gồm 150 cặp, người ta tính được hệ số tương quan mẫu là

r  0,5273 . Với  0, 05

Giải

có thể cho rằng hệ số tương quan thật là 0,5 được không?

Bài toán kiểm định

H0: cov X,Y  0, 5



1

H

: cov X ,Y  0, 5

Ta có

Z 1 ln 1 0,5273  0,5862

2 1 0,5273

EZ  0,551;

 1

VZ

147

 0, 082

K  0,5862  0,551  0, 43

0, 082

Với  0, 05

ta có 1,961 0, 05  0, 475

2

Do đó

K  1,96

. Vậy không đủ cơ sở để bác bỏ

H0 .

b. Kiểm định sự bằng nhau của 2 hệ số tương quan

H0 : 1 2

H : 

Tiêu chuẩn kiểm định

1 1 2

K Z1 Z2

VZ1 VZ2

Hàm này có phân phối tiệm cận phân phối chuẩn



N 0;1

nên miền bác bỏ H0

là: W;  u  U u ; 

2 2 

5.3. Hồi quy

5.3.1. Mô hình tuyến tính

Khi hai biến X và Y phụ thuộc, ta quan tâm đầu tiên tới quan hệ hàm Y  f (X) . Nếu hàm f tùy ý, đây là quan hệ rất phức tạp. Trong phần này ta giới hạn vào trường hợp f có dạng tuyến tính Y  aX  b , trong đó a, b là hằng số thực cần xác định. Tuy nhiên do X và Y đều là các biến ngẫu nhiên, quan hệ đó không giống như quan hệ hàm theo nghĩa thông thường của giải tích. Về mặt lý thuyết người ta đưa vào khái niệm hồi quy tuyến tính thông qua kỳ vọng có điều kiện.

a. Kỳ vọng có điều kiện

- Kỳ vọng có điều kiện của biến ngẫu nhiên rời rạc

m

E Y / xyjP X  x, Y  yj ;

j1

n

EX / yxiPY y, X  xi

i1

- Kỳ vọng có điều kiện của biến ngẫu nhiên liên tục



EY / xyf (y / x)dy ; E X / yxf (x / y)dx

trong đó f (x / y)  f (x, y)

với y không đổi và f (y / x)  f (x, y)

với x không đổi.

b. Hàm hồi quy (đường hồi quy)

Hàm hồi quy của Y đối với X là

f (x)  E Y / x, của X đối với Y là

f (y)  E X / y.

Trong thực tế ta thường gặp hai đại lượng ngẫu nhiên X, Y có một mối liên hệ với nhau, trong đó việc khảo sát X thì dễ còn khảo sát Y thì khó, thậm chí không thể

khảo sát được. Người ta muốn tìm mối liên hệ Y  f (X)

được Y.

để biết X ta có thể dự đoán

Giả sử biết X, nếu dự đoán Y bằng f(X) thì sai số mắc phải là E[Y  f (X)]2 . Vấn

đề đặt ra là tìm hàm Y  f (X) như thế nào để sai số đó là nhỏ nhất.

Ta sẽ chứng minh khi chọn

f (X)  E Y / X

(với

f (x)  E Y / x) thì

E[Y  f (X)]2 sẽ nhỏ nhất.

Thật vậy, ta có

E[Y  f (X)]2 EY  E(Y / X)E(Y / X)  f (X)2

= EY  E(Y / X)2 EE(Y / X)  f (X)2 2EY  E(Y / X)E(Y / X)  f (X)

Ta thấy E(Y / X) chỉ phụ thuộc vào X nên có thể đặt T(X)  E(Y / X)  f (X)

Khi đó

Vậy

EY  E(Y / X)E(Y / X)  f (X) EY  E(Y / X)T(X)

 EYT(X) EE(Y / X)T(X) EYT(X) EYT(X) 0

E[Y  f (X)]2 EY E(Y / X)2 EE(Y / X)  f (X)2nhỏ nhất khi

EE(Y / X)  f (X)2 0 .

Ta chỉ cần chọn: f (X)  E(Y / X) .

5.3.2. Công thức ước lượng hệ số của đường hồi quy tuyến tính

Giả sử giữa hai biến ngẫu nhiên X, Y có quan hệ tuyến tính, tức là

E Y / X aX  b .

Dựa vào n cặp giá trị x1, y1,x2, y2,..., xn, yncủaX, Yta tìm hồi quy tuyến tính mẫu

để ước lượng hàm Y  aX  b .

y  ax  b

(*)

Vì các cặp giá trị trên là xấp xỉ của x và y nên thỏa (*) một cách xấp xỉ. Do đó

yi  axi  b i hay i  yi  axi  b .

Ta tìm a, b sao cho các sai số i

i  1, n

có giá trị tuyệt đối nhỏ nhất hay hàm

đạt cực tiểu.

n

S(a, b) (y

i1

i  axi

 b)2

Phương pháp tìm này được gọi là phương pháp bình phương cực tiểu. Ta thấy S sẽ đạt giá trị nhỏ nhất tại điểm dừng thỏa mãn

0S2nxy ax  b; 0 S2ny ax

 b

a i i i b i i

Hay

i1 i1

n 2 n n

xi a xi b xi yi

i1



i1 

i1

n n

xi  a  nb yi

Hệ trên có nghiệm duy nhất

i1 

i1



;

n  xi yi  xi  yi 

a

i i

n x2 x 2

 x2  y  x  x y 

i i i i i

b 

i i

n x2 x 2

2

Nghiệm của hệ có thể viết dưới dạng

a  xy  x.y  xy  x.y ;

x2 .y  x.xy x2 .y  x.xy

2

x

x

b 

x2x 2s x2x2s

trong đó:

n

n

n

n

x 1x , y 1y ,xy 1x y , x21x2

n i n i n i i ni

i1 i1 i1 i1

Tóm lại có thể tìm hàm y  ax  b theo công thức:

a xy  x.y ; b  y  a.x

s

2

s

x

Chú ý:

XY

- Ta biết hệ số tương quan r

 xy  x.y

nên a  r

sy .

sx .sy

XY

x

- Đường gấp khúc nối các điểm x1, y1,x2, y2,..., xn, y n

quy thực nghiệm.

được gọi là đường hồi

- Đường thẳng y  ax  b nhận được bởi công thức bình phương bé nhất không đi

qua được tất cả các điểm nhưng là đường thẳng “gần“ các điểm đó nhất được gọi là đường thẳng hồi quy và thủ tục làm thích hợp đường thẳng thông qua các điểm dữ liệu cho trước được gọi là hồi quy tuyến tính.

- Điểm x, yluôn nằm trên đường thẳng hồi quy.

Ví dụ 5.10. Ước lượng hàm hồi quy tuyến tính mẫu của Y theo X trên cơ sở bảng tương quan sau:

X

15	38	23	16	16	13	20	24
Y	145	228	150	130	160	114	142	265

Giải

Ta lập bảng sau

xi

yi	x2 i	xi yi
15	145	225	3175
38	228	1444	8664
23	150	529	3450
16	130	256	2080
16	160	256	2560
13	114	169	1482
20	142	400	2840
24	265	576	6360
165	1334	3855	29611

Ta có

a n  xy x y8.19611 165.133416778 4, 64 ;

n  x2 x 2

8.3855  (165)2

3615

b  y  a.x 1334 16778 165  71.

8  3615  8 



Vậy hàm hồi quy tuyến tính mẫu là y  4, 64x  71.

Ví dụ 5.11. Độ ẩm của không khí ảnh hưởng đến sự bay hơi của nước trong sơn khi phun ra. Người ta tiến hành nghiên cứu mối liên hệ giữa độ ẩm của không khí X và độ bay hơi Y giúp ta tiết kiệm được lượng sơn hợp lý. Tiến hành 24 quan sát ta được các số liệu sau:

X(%)	Y(%)	TT	X(%)	Y(%)	TT	X(%)	Y(%)
1	35,3	11,0	9	70,7	7,8	17	59,3	10,1
2	29,7	11,1	10	57,5	9,1	18	70,0	8,1
3	30,8	12,5	11	46,4	8,2	19	70,0	6,8
4	58,8	8,4	12	28,9	12,2	20	74,4	8,9
5	61,4	9,3	13	28,1	11,9	21	72,1	7,7
6	71,3	8,7	14	39,1	9,6	22	58,1	8,5
7	74,4	6,4	15	46,8	10,9	23	44,6	8,9
8	76,7	8,5	16	48,5	9,6	24	33,4	10,4

TT

Hãy tìm hàm hồi quy tuyến tính mẫu y  ax  b . Giải

n = 25;

 x  1314,9 ;

 y  235, 7 ;

 x2  76308,53;

Do đó:

 y2  2286, 07 ;

 xy  11824, 44 .

n  xy x  y25 11824, 44 1314, 9  235, 7

a 0, 08.

n  x2 x 2

25  76308, 53  (1314, 9)2

b  y  a.x  9, 43 0, 08 52, 6  13, 64 .

Vậy hàm hồi quy tuyến tính mẫu là y 0, 08x 13, 64 .

Xem tất cả 168 trang.