WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |   ...   | 20 |

Справиться с первым затруднением в данномпримере можно, понизивуровень доверия до. В этомслучае в выражении для доверительного интервала квантиль заменяется наквантиль, так что левая граница доверительного интервала для становится положительной и равной.Однако это достигается ценой того, что новый доверительный интервал будетнакрывать истинное значение параметра в среднем только в 90 случаев из 100, ане в 95 из100 случаев.

Что касается второго затруднения, тонаиболее простой путь взятия под контроль вероятности одновременного накрытия доверительнымиинтервалами для, истинных значений этих параметров связан с тем,что

оба интерваланакрывают и, соответственно=

хотя бы один из них не накрывает соответствующее=

доверительный интервал для ненакрывает+

доверительный интервал для ненакрывает-

оба интервала ненакрывают свои =

оба интервала ненакрывают свои ≥

Следовательно, если построить доверительныйинтервал для и доверительный интервал для с уровнями доверия каждого, равными,то тогда правая часть полученной цепочки соотношений будет равна

Это означает, что в нашем примере мы можемгарантировать, что вероятность одновременногонакрытия истинных значений, соответствующимидоверительными интервалами будет неменее, если возьмем. Но тогда при построении этихинтервалов придется использовать вместо значения

значение

,

так что каждый из исходных интерваловувеличится в раза.Это, конечно, приводит к еще более неопределенным выводам относительно истинныхзначений параметров,.

2.7. ПРОВЕРКА СТАТИСТИЧЕСКИХ ГИПОТЕЗ
О ЗНАЧЕНИЯХКОЭФФИЦИЕНТОВ

В только что рассмотренном примере мыпостроили —доверительный интервал для параметра в виде

т. е.

Существенно, что при любом истинном значении параметравероятность накрытия этого значения построенным доверительным интервалом равна.

Рассмотрим значение; построенный интервалего не накрывает. Однакоесли действительноравняется 1, то вероятность такого ненакрытия равна. Таким образом, фактненакрытия значения построенным интервалом представляет (в случае, когда)осуществление довольно редкого события, имеющего малую вероятность, и это даетнам основания сомневаться в том, что вдействительности.

То же самое относится и к любому другомуфиксированному значению, не принадлежащему указанному -доверительномуинтервалу: предположение о том, что вдействительности, представляетсямаловероятным.

Подобного рода предположения называют вэтом контексте статистическими гипотезами(statistical hypothesis). О проверяемой гипотезе говорят как обисходной — «нулевой» (maintained, null)гипотезе

и обозначают такую гипотезу символом, такчто в последнем случае мы имеем дело с гипотезой

В соответствии со сказанным выше, такуюгипотезу естественно отвергать(отклонять), если значение не принадлежит -доверительному интервалудля, т. е. интервалу

Вспоминая, как этот интервал строился, мызамечаем, что непринадлежит этому интервалу тогда и толькотогда, когда

т. е. когданаблюдаемое значение отношения

«слишком велико» по абсолютной величине.Последнее означает «слишком большое» отклонение оценки от гипотетического значения параметра, в сравнении соценкой значения корня из дисперсии оценки этогопараметра.

Итак, если

мы отвергаем гипотезу. Однако выполнениеэтого неравенства для некоторого значения вовсе не означает, что гипотезаобязательно не верна. Еслив действительности, то всеже имеется вероятность того, что это неравенство будет выполнено.

В последнем случае, в соответствии с выбранным правилом, мывсе же отвергнем гипотезу,допустив при этом «ошибку 1-го рода». Такая ошибка происходит в среднем в случаях изста.

Если бы мы выбрали произвольный доверительный уровень, тотогда мы отвергали бы гипотезу при выполнении неравенства

и ошибка 1-го рода происходила в среднемв случаев из.Точнее, вероятность ошибки 1-го рода была бы равна :

отвергается верна=.

Само правилорешения вопроса об отклонении или неотклонениистатистической гипотезы называется статистическимкритерием проверки гипотезы Н0, а выбранное при формулировании этого правила значениеα называется уровнемзначимости критерия.

Выбор большего или меньшего значенияα определяется степеньюзначимости для исследователя исходной гипотезы.Скажем, выбор между значениями и в пользу означает, что исследователь заранее настроен в пользу гипотезы и емутребуются очень весомые аргументы, свидетельствующиепротив этой гипотезы, чтобы все же отказаться от нее.Выбор же в пользу уровня значимости означает, что исследовательне столь сильно отстаиваетгипотезу и готов отказаться от нее и при менееубедительной аргументации против этойгипотезы.

Всякий статистический критерий основываетсяна использовании той или иной статистики (статистики критерия), т. е. случайной величины, значения которой могут быть вычислены (по крайней мере,теоретически) на основании имеющихся статистических данных и распределениекоторой известно (хотя быприближенно).

В нашем примере критерий проверкигипотезы основывался на использовании t-статистики

,

значение которой можно вычислить по данным наблюдений,поскольку — известное(заданное) число, а и вычисляются на основании данныхнаблюдений.

Каждому статистическому критериюсоответствует критическое множество R значений статистики критерия, при которых гипотеза отвергается в соответствии с принятымправилом. В нашем примере таковым является множество значений указанной-статистики, превышающих по абсолютной величине значение

Итак, статистический критерий определяетсязаданием

  1. статистической гипотезы Н 0;
  2. уровня значимости α;
  3. статистики критерия;
  4. критического множества R.

Можно подумать, что пункты b) и d)дублируют друг друга,поскольку в нашем примере критическое множество однозначноопределяется по заданному уровню значимости. Однако, как мы увидим вдальнейшем, одному и тому же уровню значимости можно сопоставить различные критические множества, чтодает возможность выбирать множествонаиболее рациональным образом, в зависимости от выборагипотезы (выбор наиболее мощного критерия).

Компьютерные пакеты программ статистического анализа данных первоочередное внимание уделяют проверке гипотезы

в рамках нормальной модели множественнойлинейной регрессии

с ~ i. i. d.. Эта гипотеза соответствует предположениюисследователя о том, что -я объясняющая переменная не имеет существенного значения с точки зрения объясненияизменчивости значений объясняемой переменной, так что она может быть исключенаиз модели.

Для соответствующего критерия

  1. ;
  2. уровень значимости по умолчанию обычно выбирается равным;
  3. статистика критерия имеет вид

если гипотеза верна, то эта статистика имеет - распределение Стьюдента сстепенями свободы,

~,

в связи с чем ее обычно называютt-статистикой (t-statistic) или

t-отношением (t-ratio);

d) критическоемножество имеет вид

При этом, в распечатках результатоврегрессионного анализа (т.е. статистического анализа модели линейнойрегрессии) сообщаются:

  • значение оценки параметра в графе Коэффициенты (Coefficient);
  • значение знаменателя t-статистики в графе Стандартная ошибка (Std. Error);
  • значение отношения в графе t-статистика (t-statistic).

Кроме того, сообщается также

  • вероятность того, что случайная величина, имеющая распределениеСтьюдента с степенями свободы, примет значение, не меньшее по абсолютной величине, чемнаблюденное значение— в графеР-значение (Р-value или Probability).

В отношении полученного при анализеР-значения возможныследующие варианты.

Если указываемое P-значение меньше выбранного уровня значимости, тоэто равносильно тому, что значение t-статистики попало в область отвержениягипотезы, т. е. В этом случае гипотезаотвергается.

Если указываемое P-значение больше выбранного уровня значимости, тоэто равносильно тому, что значение t-статистики не попало в область отвержения гипотезы, т. е. В этом случаегипотеза не отвергается.

Если (в пределах округления) указываемоеP-значение равно выбранному уровню значимости, тов отношении гипотезы можно принять любое из двух возможныхрешений.

В случае, когда гипотеза отвергается(вариант 1), говорят, чтопараметр статистически значим (statisticallysignificant); это соответствует признанию того, чтоналичие j-й объясняющейпеременной в правой части модели существенно для объяснения наблюдаемойизменчивости объясняемой переменной.

Напротив, в случае, когда гипотеза не отвергается (вариант 2),говорят, что параметр статистически незначим(statistically unsignificant). В этом случаев рамках используемого статистическогокритерия мы не получаем убедительных аргументов противпредположения о том, что. Это соответствует признанию того, что наличиеj-й объясняющей переменнойв правой части модели не существенно для объяснения наблюдаемой изменчивости объясняемой переменной, аследовательно, можно обойтись и без включения этой переменной в модель регрессии.

Впрочем, выводы о статистической значимости(или незначимости) того или иного параметра модели зависят от выбранного уровня значимости: решение в пользу статистическойзначимости параметра может измениться напротивоположное при уменьшении, а решение в пользу статистическойнезначимости параметра может измениться напротивоположное при уменьшении значения.

Пример. В ужерассматривавшемся выше примере с уровнями безработицы в США получаем враспечатке и следующую таблицу:

Переменная

Коэф-т

Ст. ошибка

t-статист.

P-знач.

1

2.294

0.410

5.589

0.0001

ZVET

0.125

0.062

2.011

0.0626

Соответственно, при выборе уровнязначимости коэффициент при переменнойпризнается статистическинезначимым (-значение большеуровня значимости). Однако, если выбрать, то -значение меньше уровня значимости, и коэффициентпри переменной придется признать статистическизначимым.

Пример. Приисследовании зависимости спроса на куриные яйца от цены (данные были приведеныранее) получаем в распечатке и следующую таблицу:

Переменная

Коэф-т

Ст. ошибка

t-статист.

P-знач.

1

21.100

2.304

9.158

0.0000

CENA

–18.559

5.010

-3.705

0.0026

Здесь коэффициент при объясняющейпеременной статистически значим даже привыборе, так что цена является существенной объясняющейпеременной.

Пример. Регрессионный анализ потребления свинины на душу населения США взависимости от оптовых цен на свинину (данные были приведены ранее) даетзначения и

Переменная

Коэф-т

Ст. ошибка

t-статист.

P-знач.

1

77.484

13.921

5.566

0.0001

Цена

-24.775

29.794

-0.832

0.4219

В этом примере коэффициент при переменнойЦена оказываетсястатистически незначимымпри любом разумном выбореуровня значимости.

Замечание. Мы ужеотмечали ранее возможность ложной корреляции между двумя переменными и, соответственно, возможностьложного использования однойиз переменных в качестве объясняющей для описания изменчивости другойпеременной. Проиллюстрируем такую ситуацию на основе рассмотренных нами методоврегрессионного анализа.

Пример. Вчисле прочих подобныхпримеров мы получили модель линейной связи между мировым рекордом по прыжкам ввысоту с шестом среди мужчин (, в см) и суммарным производством электроэнергии в США (, в млрд.квт-час). Мы уже указывали на высокое значениекоэффициента детерминации для этой модели:. Теперь мы можем привестирезультаты регрессионного анализа:

Переменная

Коэф-т

Ст. ошибка

t-статист.

P-знач.

1

-2625.497

420.840

-6.234

0.0000

H

7.131

0.841

8.483

0.0000

Формально,переменная признаетсясущественной для объясненияизменчивости переменной, так что здесь мы сталкиваемся с ложной (паразитной) регрессиейпеременной напеременную, обусловленной наличием выраженного (линейного) тренда обеихпеременных во времени.

2.8. ПРОВЕРКА ЗНАЧИМОСТИ ПАРАМЕТРОВ
ЛИНЕЙНОЙ РЕГРЕССИИ ИПОДБОР МОДЕЛИ С ИСПОЛЬЗОВАНИЕМ F-КРИТЕРИЕВ

Pages:     | 1 |   ...   | 8 | 9 || 11 | 12 |   ...   | 20 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.