Resumen
Samenvatting Overzicht kwantitatieve onderzoeksmethoden: regressie
- Grado
- Institución
Handig overzicht in tabelvorm
[Mostrar más]Vista previa 1 fuera de 3 páginas
Vista previa 1 fuera de 3 páginas
Añadir al carrito
Añadir al carrito
Vendedor
Seguir
febebenoit
Comentarios recibidos
Vista previa del contenido
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
Los beneficios de comprar resúmenes en Stuvia estan en línea:
Garantiza la calidad de los comentarios
Compradores de Stuvia evaluaron más de 700.000 resúmenes. Así estas seguro que compras los mejores documentos!
Compra fácil y rápido
Puedes pagar rápidamente y en una vez con iDeal, tarjeta de crédito o con tu crédito de Stuvia. Sin tener que hacerte miembro.
Enfócate en lo más importante
Tus compañeros escriben los resúmenes. Por eso tienes la seguridad que tienes un resumen actual y confiable. Así llegas a la conclusión rapidamente!
Preguntas frecuentes
What do I get when I buy this document?
You get a PDF, available immediately after your purchase. The purchased document is accessible anytime, anywhere and indefinitely through your profile.
100% de satisfacción garantizada: ¿Cómo funciona?
Nuestra garantía de satisfacción le asegura que siempre encontrará un documento de estudio a tu medida. Tu rellenas un formulario y nuestro equipo de atención al cliente se encarga del resto.
Who am I buying this summary from?
Stuvia is a marketplace, so you are not buying this document from us, but from seller febebenoit. Stuvia facilitates payment to the seller.
Will I be stuck with a subscription?
No, you only buy this summary for 5,49 €. You're not tied to anything after your purchase.
Can Stuvia be trusted?
4.6 stars on Google & Trustpilot (+1000 reviews)
45,681 summaries were sold in the last 30 days
Founded in 2010, the go-to place to buy summaries for 14 years now