Samenvatting
Samenvatting Overzicht kwantitatieve onderzoeksmethoden: regressie
- Vak
- Instelling
Handig overzicht in tabelvorm
[Meer zien]Voorbeeld 1 van de 3 pagina's
Voorbeeld 1 van de 3 pagina's
In winkelwagen
In winkelwagen
Verkoper
Volgen
febebenoit
Ontvangen beoordelingen
Voorbeeld van de inhoud
ENKELVOUDIGE LINEAIRE REGRESSIE (ELR) MEERVOUDIGE LINEAIRE REGRESSIE (MLR)Twee variabelen waarvan de ene afhangt van de andere: onafhankelijke (X) Meerder onafhankelijke variabelen (X1, X2, …, Xk) en één afhankelijke variabele (Y)
en afhankelijke (Y) zijn opgenomen in het regressiemodel
→ Y = 0 + 1X → populatieregressierechte (eerstegraadsverband) → Y = 0 + 1X1 + 2X2 + … + kXk → populatieregressiehypervlak
→ 𝑌̂ = ̂ 0 + ̂ 1X + ui → steekproefregressierechte → 𝑌̂ = ̂ 0 + ̂ 1X + ̂ 2X2 + … + ̂ kXk + ui → steekproefregressiehypervlak
Kleinste kwadratenmethode (ordinary least squares) Kleinste kwadratenmethode (ordinary least squares)
= minimaliseer de som van de kwadraten van de afwijkingen tussen de = minimaliseer de som van de kwadraten van de afwijkingen tussen de
geobserveerde (Yi) en berekende (𝑌̂) Y -waarden geobserveerde (Yi) en berekende (ŷ) Y -waarden
→ Kleinste kwadratenschatters: ̂ 0 en ̂ 1 → Kleinste kwadratenschatters: ̂ 0, ̂ 1,…, ̂ k
Maatstaven (measures of fit) Maatstaven (measures of fit)
• Determinatiecoëfficiënt of R² • Determinatiecoëfficiënt of R²
= hoeveel van variatie in Y wordt verklaard door X? = hoeveel van variatie in Y wordt verklaard door X?
- R² = 0: X verklaart niets van de variatie in Y (̂ 1=0) - R² = 0: X verklaart niets van de variatie in Y (̂ 1=0)
- R² = 1: X verklaart alles van de variatie in Y (𝑌̂ = Y) - R² = 1: X verklaart alles van de variatie in Y (𝑌̂ = Y)
→ 0 ≤ R² ≤ 1 (liefst zo dicht mogelijk bij 1) → 0 ≤ R² ≤ 1 (liefst zo dicht mogelijk bij 1)
- SSR: sum of squares of the regression (= R² * SST) - SSR: sum of squares of the regression (= R² * SST)
= meet impact van de regressie op schatting = meet impact van de regressie op schatting
- SST: total sum of squares (= SSR + SSE of = SSE/(R²-1)) - SST: total sum of squares (= SSR + SSE of = SSE/(R²-1))
= meet de variantie in afhankelijke variabele = meet de variantie in afhankelijke variabele
- SSE: sum of squared errors (= SER² - (n – 2)) - SSE: sum of squared errors (= SER² - (n – k - 1))
= meet de variantie in de residuen
= meet de variantie in de residuen
• Standaardfout van de regressie of SER
• Aangepaste R² of adjusted R² = 𝑅̅²
= maat voor spreiding van observaties rond rechte
= compensatie voor R² omdat die stijgt wanneer je extra onafhankelijke
Foutterm u kan niet worden geobserveerd, maar wel worden geschat û
𝑆𝑆𝐸
variabelen toevoegt (SSE dus R² )
SER = √ → liefst zo klein mogelijk → 𝑅̅² ≤ R² (kan zelfs negatief zijn)
𝑛−2
• Standaardfout van de regressie of SER
→ Indien SER hoog en R² laag is, betekent dit dat de belangrijkste = maat voor spreiding van observaties rond rechte
beïnvloedende factoren niet opgenomen zijn in het model! Foutterm u kan niet worden geobserveerd, maar wel worden geschat û
𝑆𝑆𝐸
SER = √ → liefst zo klein mogelijk
𝑛−𝑘−1
Kansverdeling o.b.v. OLS-schatters Kansverdeling o.b.v. OLS-schatters
A. Grote steekproeven (n 100) A. Grote steekproeven (n > 100)
Onvertekend (E(̂ 0) = ̂ 0; E(̂ 1) = ̂ 1) Onvertekend (E(̂ 0) = ̂ 0; E(̂ 1) = ̂ 1; … ; E(̂ k) = ̂ k)
→ Standaard normale verdeling → Standaard normale verdeling
B. Kleine steekproeven B. Kleine steekproeven
Stel: foutterm is normaal verdeeld en voldaan aan OLS VW’en Stel: foutterm is normaal verdeeld en voldaan aan OLS VW’en
→ t-verdeling met dof n – 2 → t-verdeling met dof n – k – 1
Verandering X1
Y + Y = 0 + 1(X1 + X1) + … + kXk
Y = 1X1
Y/X1= β1 (relatieve verandering)
Homoscedasticiteit = variantie van ui constant is
Heteroscedasticiteit = variantie van ui niet constant is
→ var(ui) = var(Yi): is ui homoscedastisch, dan is Yi dat ook
Standaardfout (2 formules)
• Heteroscedastische robuuste standaardfout voor SE(̂ 1) gebaseerd op OLS
VW’en en voldoende grote n
→ OOK bruikbaar wanneer er homoscedasticiteit is
• Homoscedasticiteit die bijkomend wordt verondersteld bij 𝑆𝐸 ̃ (β1) = SE(̂ 1)
→ NIET bruikbaar wanneer er heteroscedasticiteit is!
Imperfecte of quasi multicollineariteit
= bijna lineaire verbanden tussen onafhankelijke variabelen
→ Kleinste kwadratenschatters berekenbaar, maar numeriek onstabiel (kleine
datawijzigingen, kunnen leiden tot grote veranderingen in schatters) = minder
betrouwbaar
Oplossing:
- Variance inflation factor (VIF): variabelen met VIF > 5 weg
- Variabelen die gelinkt te zijn samenvoegen
- Factoranalyse: variabelen die gelinkt zijn groeperen in factoren
OLS VOORWAARDEN VOOR LINEAIR REGRESSIEMODEL Omitted variabele bias
1. De verwachte foutterm is gelijk aan 0 → E(ui) = 0 = vertekende schattingen door een variabele die een invloed heeft op Y en
Gevolg 1: de punten liggen op het populatieregressiehypervlak gecorreleerd is met X niet mee op te nemen
Gevolg 2: corr(Xi,ui) = 0;…; corr(Xk, ui) = 0 d.w.z. dat andere beïnvloedende → Groter naarmate de weggelaten variabele een sterkere invloed heeft op Y of
factoren die vervat zijn in de foutterm niet gecorreleerd zijn met de sterker gecorreleerd is met X
onafhankelijke variabele (er mag dus geen omitted variable bias zijn) → Verkleind niet door grotere steekproef te nemen
→ Niet voldaan indien er een duidelijk niet-eerstegraadsverband Oplossing: controlevariabele mee opnemen + best altijd voor MLR kiezen
aanwezig is tussen de onafhankelijke en afhankelijke variabelen Modelspecificatie
2. De observaties zijn onafhankelijk en identiek verdeeld • Belangrijkste variabelen + controlevariabele opnemen
→ De wijze waarop de data tot stand komt • Niet blindelings vertrouwen op R² of 𝑅̅²
→ Altijd voldaan bij eenvoudige aselecte steekproef • Bepaal ook andere logische alternatieve modellen
3. Er zijn geen uitschieters in de data • Maak scatterplots: visuele info over evt. lineaire verbanden
→ Controleer de data, OLS is gevoelig aan uitschieters • Maak residuplots: een scatterplot met 𝑌̂ op horizontale as en ui op verticale
4. Er is geen perfecte multicollineariteit (XtX is inverteerbaar) as, visuele info over evt. heteroscedasticiteit, ‘vergeten’ variabele of foute
→ Indien wel, verwijder dan één van de variabelen die het veroorzaakt functionele vorm
Voordelen van het kopen van samenvattingen bij Stuvia op een rij:
√ Verzekerd van kwaliteit door reviews
Stuvia-klanten hebben meer dan 700.000 samenvattingen beoordeeld. Zo weet je zeker dat je de beste documenten koopt!
Snel en makkelijk kopen
Je betaalt supersnel en eenmalig met iDeal, Bancontact of creditcard voor de samenvatting. Zonder lidmaatschap.
Focus op de essentie
Samenvattingen worden geschreven voor en door anderen. Daarom zijn de samenvattingen altijd betrouwbaar en actueel. Zo kom je snel tot de kern!
Veelgestelde vragen
Wat krijg ik als ik dit document koop?
Je krijgt een PDF, die direct beschikbaar is na je aankoop. Het gekochte document is altijd, overal en oneindig toegankelijk via je profiel.
Tevredenheidsgarantie: hoe werkt dat?
Onze tevredenheidsgarantie zorgt ervoor dat je altijd een studiedocument vindt dat goed bij je past. Je vult een formulier in en onze klantenservice regelt de rest.
Van wie koop ik deze samenvatting?
Stuvia is een marktplaats, je koop dit document dus niet van ons, maar van verkoper febebenoit. Stuvia faciliteert de betaling aan de verkoper.
Zit ik meteen vast aan een abonnement?
Nee, je koopt alleen deze samenvatting voor $5.96. Je zit daarna nergens aan vast.
Is Stuvia te vertrouwen?
4,6 sterren op Google & Trustpilot (+1000 reviews)
Afgelopen 30 dagen zijn er 77983 samenvattingen verkocht
Opgericht in 2010, al 14 jaar dé plek om samenvattingen te kopen
Laatst bekeken door jou
