Weryfikacja modelu

Na podstawie współczynnika oraz jego błędu szacunku możemy wnioskować czy zmienna niezależna, dla której ten współczynnik został oszacowany wywiera istotny wpływ na zmienną zależną. W tym celu posługujemy się testem t-Studenta.

Hipotezy:

\begin{array}{cc} \mathcal{H}_0: & \beta_i=0,\\ \mathcal{H}_1: & \beta_i\ne 0. \end{array}

Wyliczmy statystykę testową według wzoru:

\begin{displaymath} t=\frac{b_i}{SE_{b_i}} \end{displaymath}

Statystyka testowa ma rozkład t-Studenta z $n-k$ stopniami swobody.

Wyznaczoną na podstawie statystyki testowej wartość $p$ porównujemy z poziomem istotności $\alpha$:

\begin{array}{ccl} $ jeżeli $ p \le \alpha & \Longrightarrow & $ odrzucamy $ \mathcal{H}_0 $ przyjmując $ \mathcal{H}_1, \\ $ jeżeli $ p > \alpha & \Longrightarrow & $ nie ma podstaw, aby odrzucić $ \mathcal{H}_0. \\ \end{array}

  • Błąd standardowy estymacji - jest miarą dopasowania modelu:

\begin{displaymath} SE_e=\sqrt{\frac{\sum_{i=1}^ne_i^2}{n-(k+1)}}. \end{displaymath}

Miara ta opiera się na resztach modelu $e_i=y_i-\widehat{y}_i$, czyli rozbieżności pomiędzy rzeczywistymi wartościami zmiennej zależnej $y_i$ w próbie a wartościami zmiennej zależnej $\widehat{y}_i$ wyliczonej na podstawie zbudowanego modelu. Najlepiej byłoby, gdyby różnica ta była jak najbliższa zeru dla wszystkich badanych obiektów próby. Zatem, aby model był dobrze dopasowany, błąd standardowy estymacji ($SE_e$) wyrażony jako wariancja $e_i$, powinien być jak najmniejszy.

  • Współczynnik korelacji wielorakiej $R=\sqrt{R^2} \in <0; 1>$ - określa siłę oddziaływania zespołu zmiennych $X_1,X_2,\ldots X_k$ na zmienną zależną $Y$.
  • Współczynnik determinacji wielorakiej $R^2$ - jest miarą dopasowania modelu.

Wartość tego współczynnika mieści się w przedziale $<0; 1>$, gdzie 1 oznacza doskonałe dopasowanie modelu, 0 - zupełny bark dopasowania. W jego wyznaczeniu posługujemy się następującą równością:

\begin{displaymath} T_{SS}=E_{SS}+R_{SS}, \end{displaymath}

gdzie:

$T_{SS}$ - całkowita suma kwadratów,

$E_{SS}$ - suma kwadratów wyjaśniona przez model,

$R_{SS}$ - resztowa suma kwadratów.

Współczynnik determinacji wyliczamy z wzoru:

\begin{displaymath} R^2=\frac{E_{SS}}{T_{SS}}. \end{displaymath}

Wyraża on procent zmienności zmiennej zależnej tłumaczony przez model.

Ponieważ wartość współczynnika $R^2$ zależy od dopasowania modelu, ale jest również wrażliwa na ilość zmiennych w modelu i liczność próby, bywają sytuacje, w których może być obarczona pewnym błędem. Dalego też wyznacza się poprawianą wartość tego parametru:

\begin{displaymath} R^2_{adj}=R^2-\frac{k(1-R^2)}{n-(k+1)}. \end{displaymath}

  • Kryteria informacyjne opierają się na entropii informacji niesionej przez model (niepewności modelu) tzn. szacują utraconą informację, gdy dany model jest używany do opisu badanego zjawiska. Powinniśmy zatem wybierać model o minimalnej wartości danego kryterium informacyjnego.

$AIC$, $AICc$ i $BIC$ jest rodzajem kompromisu pomiędzy dobrocią dopasowania i złożonością. Drugi element sumy we wzorach na kryteria informacyjne (tzw. funkcja straty lub kary) mierzy prostotę modelu. Zależy on od liczby zmiennych w modelu ($k$) i liczności próby ($n$). W obu przypadkach element ten rośnie wraz ze wzrostem liczby zmiennych i wzrost ten jest tym szybszy im mniejsza jest liczba obserwacji. Kryterium informacyjne nie jest jednak miarą absolutną, tzn. jeśli wszystkie porównywane modele źle opisują rzeczywistość w kryterium informacyjnym nie ma sensu szukać ostrzeżenia.

Kryterium informacyjne Akaikego (ang. Akaike information criterion)

\begin{displaymath} AIC=n\cdot \ln{\frac{R_{SS}}{n}}+2(k+1)+(constant) \end{displaymath}

gdzie, stałą można pominąć, ponieważ jest taka sama w każdym z porównywanych modeli.

Jest to kryterium asymptotyczne - odpowiednie dla dużych prób tzn. gdy $\frac{n}{k+2}>40$. Przy małych próbach ma tendencję do preferowania modeli z dużą liczbą zmiennych.

Przykład interpretacji porównania wielkości AIC

Załóżmy, że wyznaczyliśmy AIC dla trzech modeli AIC1=100, AIC2=101.4, AIC3=110. Wówczas można wyznaczyć względną wiarygodność dla modelu. Wiarygodność ta jest względna, gdyż wyznaczana jest względem innego modelu, najczęściej tego o najmniejszej wartości AIC. Wyznaczamy ją wg wzoru: exp((AICmin− AICi)/2). Porównując model 2 do modelu pierwszego powiemy, że prawdopodobieństwo, iż zminimalizuje on utratę informacji stanowi około połowę prawdopodobieństwa, że zrobi to model 1 (a dokładnie exp((100− 101.4)/2) = 0.497). Porównując model 3 do modelu pierwszego powiemy, że prawdopodobieństwo, iż zminimalizuje on utratę informacji stanowi niewielką część prawdopodobieństwa, że zrobi to model 1 (a dokładnie exp((100- 110)/2) = 0.007).

Poprawione kryterium informacyjne Akaikego

\begin{displaymath} AICc=AIC+\frac{2(k+3)(k+4)}{n-k}. \end{displaymath}

Poprawka kryterium Akaikego dotyczy wielkości próby, przez co jest to miara rekomendowana również dla prób o małych licznościach.

Bayesowskie kryterium informacyjne Schwartza (ang. Bayes Information Criterion lub Schwarz criterion)

\begin{displaymath} BIC=n\cdot \ln{\frac{R_{SS}}{n}}+(k+1)\ln{n}+(constant) \end{displaymath}

gdzie, stałą można pominąć, ponieważ jest taka sama w każdym z porównywanych modeli.

Podobnie jak poprawione kryterium Akaikego BIC uwzględnia wielkość próby.

  • Analiza błędów dla prognoz ex post:

MAE (średni błąd bezwzględny) ang. mean absolute error – trafność prognozy określona przez MAE informuje o ile średnio uzyskiwane realizacje zmiennej zależnej będę się odchylać (co do wartości bezwzględnej) od prognoz.

\begin{displaymath} MAE=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n\left|e_i\right| \end{displaymath}

MPE (średni błąd procentowy) ang. mean percentage error – informuje, jaki średni procent realizacji zmiennej zależnej stanowią błędy prognozy.

\begin{displaymath} MPE=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n\frac{e_i}{y_i} \end{displaymath}

MAPE (średni bezwzględny błąd procentowy) ang. mean absolute percentage error – informuje o średniej wielkości błędów prognoz wyrażonych w procentach rzeczywistych wartości zmiennej zależnej. MAPE pozwala porównać dokładność prognoz uzyskanych na bazie różnych modeli.

\begin{displaymath} MAPE=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^n\left|\frac{e_i}{y_i}\right| \end{displaymath}

  • Istotność statystyczna wszystkich zmiennych w modelu

Podstawowym narzędziem szacującym istotność wszystkich zmiennych w modelu jest test analizy wariancji (test F). Test ten weryfikuje jednocześnie 3 równoważne hipotezy:

\begin{array}{cc} \mathcal{H}_0: & \textrm{wszystkie } \beta_i=0,\\ \mathcal{H}_0: & R^2=0,\\ \mathcal{H}_0: & $brak związku liniowego$, \end{array} \begin{array}{cc} \mathcal{H}_1: & \textrm{istnieje }\beta_i\neq0;\\ \mathcal{H}_1: & R^2\neq0;\\ \mathcal{H}_1: & $liniowość związku$. \end{array}

Statystyka testowa ma postać:

\begin{displaymath} F=\frac{E_{MS}}{R_{MS}} \end{displaymath}

gdzie:

$\displaystyle E_{MS}=\frac{E_{SS}}{df_{E}}$ - średnia kwadratów wyjaśniona przez model,

$\displaystyle R_{MS}=\frac{R_{SS}}{df_{R}}$ - resztowa średnia kwadratów,

$df_E=k$, $df_R=n-(k+1)$ - odpowiednie stopnie swobody.

Statystyka ta podlega rozkładowi F Snedecora z $df_E$ i $df_R$ stopniami swobody.

Wyznaczoną na podstawie statystyki testowej wartość $p$ porównujemy z poziomem istotności $\alpha$:

\begin{array}{ccl} $ jeżeli $ p \le \alpha & \Longrightarrow & $ odrzucamy $ \mathcal{H}_0 $ przyjmując $ \mathcal{H}_1, \\ $ jeżeli $ p > \alpha & \Longrightarrow & $ nie ma podstaw, aby odrzucić $ \mathcal{H}_0. \\ \end{array}

Przykład c.d. (plik wydawca.pqs)