Az előadás letöltése folymat van. Kérjük, várjon

Az előadás letöltése folymat van. Kérjük, várjon

Többváltozós adatelemzés 6. előadás. Többváltozós regressziószámítás Alapeset: –Egy eredményváltozó, legalább intervallum skálán mért változó –Egy vagy.

Hasonló előadás


Az előadások a következő témára: "Többváltozós adatelemzés 6. előadás. Többváltozós regressziószámítás Alapeset: –Egy eredményváltozó, legalább intervallum skálán mért változó –Egy vagy."— Előadás másolata:

1 Többváltozós adatelemzés 6. előadás

2 Többváltozós regressziószámítás Alapeset: –Egy eredményváltozó, legalább intervallum skálán mért változó –Egy vagy több magyarázó változó, mindegyike legalább intervallum szinten mért változó –Ideális esetben a magyarázó változók függetlenek, de ez a gyakorlatban nem teljesül –Eredményváltozó normális eloszlású –Feltételes variancia állandó (homoszkedaszticitás)

3 Regressziós modellek csoportosítása Idősor –Determinisztikus idősorelemzés (trendszámítás, szezonindexek) –Sztochasztikus idősorelemzés (ARMA, ARIMA, VAR, ARCH, GARCH) Keresztmetszeti elemzések A kettő kominációja is előfordul egyre több helyen

4 Regressziós modellek csoportosítása Előrejelző modellek –Az eredményváltozó értékét szeretnénk minél pontosabban előre jelezni. –Pl. infláció, kamatláb előrejelzése (ha tudom, hogy mennyi lesz a kamat jövöre, abból hasznot tudok húzni még akkor is, ha nem tudom megmagyarázni, hogy mitől annyi) Magyarázó modellek –Nem az eredményváltozó pontos előrejelzése a cél, hanem az eredményváltozó és a magyarázó változók közötti összefüggés feltérképezése (pl. a többletjövedelmet inkább az oktatásba, vagy inkább az egyészségügybe kell befektetni)

5 Paraméterbecslés Az eredményváltozó és a magyarázóváltozók között lineáris összefüggést tételezek fel: –Y=b 0 +b 1 *X 1 +b 2 *X 2 +b 3 *X 3 +…+b 4 *X 4 +e A b együtthatók meghatározása legkisebb négyzetek módszerével történik: –b=(X T X) -1 X T y

6 Paraméterbecslés A becslés előállítása lineáris algebrai műveletsor, eloszlásra tett feltételezést nem igényel A becslés nem állítható elő, ha a (X T X) mátrix inverze nem állítható elő Az inverz csak abban az esetben nem állítható elő, ha a magyarázó változók lineárisan összefüggők (tökéletes multikollinearitás)

7 Működési kiadás tagintézmények nélkül (tisztított adatok)

8

9 Becsült együtthatók értelmezése Ceteris paribus elv –Minden más változatlansága mellett Pl.: normál tanuló csoportok esetén a becsült együttható 2654

10 Korrelációs mátrix

11 Becsült paraméter csak a normál tancsoportok esetére

12 Illeszkedés jósága Regressziós egyenes hiányában minden megfigyelés esetén a sokasági átlag a ’becslés’. Ekkor az átlagos négyzetes eltérés a változó varianciája. Regressziós egyenes esetén kiszámoljuk a regressziós egyenestől vett négyzetes eltérést. Azt nézzük, hogy a regressziós egyenes mennyivel csökkenti a változó varianciáját A programcsomagok az ún. R 2 mutatószámot közlik. A mutatószám azt méri, hogy a regressziós egyenes a variancia hány százalékát magyarázza.

13 Illeszkedés jósága Konstans megléte esetén az R 2 muató értéke 0 és 1 között van. Minél nagyobb a mutató értéke, annál jobb az illeszkedés. A mutató 1 értéke a tökéletes illeszkedést jelzi. Amennyiben nincs konstans a modellben a mutató értéke lehet negatív is.

14 Illeszkedés jósága

15 R 2 mutató értéke: -22,24

16 Illeszkedés jósága Az SPSS programcsomag máshogy számolja az R 2 mutatót, ha nincs konstans a modellben. A két különféle számítás eredménye nem vethető össze!

17 Illeszkedés jósága Az R 2 mutató értéke növekszik a változók számával. Amennyiben a változók száma megegyezik a megfigyelések számával, a mutató értéke 1. Hüvelykujj szabály: a megfigyelések száma legyen legalább 5X akkora, mint a változók száma. Korrigált R 2 (adjusted R square) a változók számával korrigálja az R 2 mutató értékét. Új változót akkor érdemes felvenni, ha a korrigált R 2 mutató is növekszik Az R 2 mutató gyöke a az eredményváltozó eredeti és becsült értékei közötti korreláció.

18 Illeszkedés jósága

19 Modell tesztelése Amennyiben a kapott modellt tesztelni szeretnénk szükséges az eloszlásra tett feltételezésekkel élnünk. Az ‘általános’ feltételezés az eltérésváltozó (és ezáltal az eredményváltozó) normalitása és homoszkedaszticitása A feltételeken azért lehet valamelyest lazítani

20 Modell tesztelése Ún. omnibusz teszt: az összes változó (a konstanson kívül) becsült együtthatója 0, a 0-tól csak a véletlen hatására különbözik. Ez az ún. globális F teszt.

21 Modell tesztelése

22 Változók hatását parciálisan is tudjuk tesztelni. Az ún. t teszt során az a nulhipotézis, hogy a vizsgált változó együtthatója 0, és csak a véletlennek köszönhetően lett a becslés ettől különböző

23 Modell tesztelése A nem szignifikáns változókat a modellből el kell távolítani. Az eltávolítást az t-teszt értékei alapján történik. Ha a modellből elhagyunk egy változót, akkor többi változó becsült együtthatója és szignifikancia szintje változhat.

24 Modell tesztelése

25

26

27 Modellezés

28 Változószelekciós eljárások A szignifikáns változók kiválasztásához vannak ún. változószelekciós eljárások: –Bacward: induláskor berakja a modellbe az összes változót és a nem szignifikáns változókat folyamatosan kiszedi –Forward: Ameddig talál szignifikáns változót, beteszi a modellbe –Stepwise: Ha talál szignifikáns változót beteszi a modellbe, ha viszont nem szignifikáns változó van a modellben kiveszi azt

29 Változószelekciós eljárások stepwise

30

31 Változószelekciós eljárások backward

32 Lineáris kombináció A regresszió érzéketlen a lineáris kombinációra –Amennyiben valamelyik változót lineáris módon transzformáljuk, csak a változó becsült együtthatója változik a transzformációnak megfelelően, sem a szignifikancia szintek, sem az előrejelzés nem változik –Ha sztenderdizált változókra építünk modellt, akkor az együtthatók nagyságából arra lehet következtetni, hogy mennyire erős hatása van a változónak

33 Lineáris kombináció

34 tancsop_szum2=tancsop_szum/2+100 kiadas= *tancsop_szum tancsop_szum=2*tancsop_szum2-200 kiadas= *(2*tancsop_szum2-200) kiadas= * *tancsop_szum2 kiadas= *tancsop_szum2

35 Lineáris kombináció A regresszió érzéketlen a lineáris kombinációra –Amennyiben a modellben lévő változókat trancsformáljuk lineárisan, a modell érzéketlen a transzformációra abban az értelemben, hogy a becsült együtthatók a transzfomációnak megfelelően változnak, az eredményváltozó becsült értékeki nem változnak, de a változók szignifikancia szintje ebben az esetben már változhatnak

36 Lineáris kombináció

37 tancsop_szum=tancsop_tobbi+tancsop_normal+tancsop_nemzet+ +,,,+tancsop_eretts_utani2 kiadás= *tancsop_normal+2964*tancsop_nemzet+ +,,,+1964*tancsop_tobbi tancsop_tobbi=tancsop_szum-tancsop_normal-tancsop_nemzet-,,, kiadas= *tancsop_normal+2964*tancsop_nemzet+ +,,,+1964*(tancsop_szum-tancsop_normal-,,) kiadas=17961+( )*tancsop_normal+( )*tancsop_nemzet+ +,,,+1964*tancsop_szum kiadas= *tancsop_normal+1000*tancsop_nemzet+ +,,,+1964*tancsop_szum

38 Lineáris kombináció

39 Új változó felvétele Egy új változó felvétele a modellbe a modellt lényegesen megváltoztathatja A változás amiatt történik, mert összefüggés van a magyarázó változók között Ha egy változó becsült együtthatója nem nagyon változik új változó felvételével, vagy régi elhagyásával azt mondjuk, hogy robosztus változó

40 Új változó felvétele

41

42 Kategória változó felvétele a modellbe Kategória változókat ún. dummy változók segítségével lehet szerepeltetni a modellben A változó kategóriái közül kinevezünk 1-et kontrolcsoportnak, a többit hozzá viszonyítjuk Eggyel kevesebb dummy változót kell bevezetni, mint ahány kategóriája van a változónak.

43 Kategória változók szerepeltetése

44 Kontrollcsoport: Budapest Kategória:dummy1dummy2 Budapest 0 0 Megyei jogú város 1 0 Egyéb település 0 1

45 Kategória változók szerepeltetése


Letölteni ppt "Többváltozós adatelemzés 6. előadás. Többváltozós regressziószámítás Alapeset: –Egy eredményváltozó, legalább intervallum skálán mért változó –Egy vagy."

Hasonló előadás


Google Hirdetések