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OLSの検定・区間推定

OLS推定量の標準誤差

ある推定量の漸近分布(asymptotic distribution、大標本において推定量が近似的に従う分布)の標準偏差を標準誤差(standard error)という。

重回帰モデル

y=β0+β1x1++βdxd+εy = \beta_0 + \beta_1 x_1 + \cdots + \beta_d x_d + \varepsilon

において、各k=0,1,,dk=0, 1, \dots, dについて、回帰係数βk\beta_kのOLS推定量β^k\hat{\beta}_kは、中心極限定理により十分大きなnnのもとで

Z=n(β^kβk)sZ = \frac { \sqrt{n} ( \hat{\beta}_k - \beta_k ) } { s }

が近似的に標準正規分布N(0,1)N(0, 1)に従う。

ここでssは標本標準偏差に相当するもの。

上記の式は書き換えると

β^k=βk+snZ\hat{\beta}_k = \beta_k + \frac{ s }{ \sqrt{n} } \cdot Z

となる。ここで

σ=sn\sigma = \frac{ s }{ \sqrt{n} }

とおけば、β^k\hat{\beta}_kは平均βk\beta_k、分散σ2\sigma^2の正規分布N(βk,σ2)N(\beta_k, \sigma^2)に従うということになる。

別の定義では、残差をu^\hat{u}とするとβ^1\hat{\beta}_1の分散は

σ^β^12=1n1n2i=1n(xixˉ)2u^i2[1ni=1n(xixˉ)2]2\hat{\sigma}^2_{\hat{\beta}_1} = \frac{1}{n} \frac{ \frac{1}{n-2} \sum^n_{i=1} (x_i - \bar{x})^2 \hat{u}_i^2 }{ [ \frac{1}{n} \sum^n_{i=1} (x_i - \bar{x})^2 ]^2 }

で、SE(β^1)=σ^β^12SE(\hat{\beta}_1) = \sqrt{ \hat{\sigma}^2_{\hat{\beta}_1} }となる

誤差項εi\varepsilon_iの分散σ2\sigma^2が既知かつ均一分散のとき

Var[β^]=σ2(XiXˉ)2Var[\hat{\beta}] = \frac{\sigma^2}{\sum(X_i - \bar{X})^2}

分散が既知かつ不均一分散のとき

Var[β^]het=(XiXˉ)2σi2[(XiXˉ)2]2Var[\hat{\beta}]_{het} = \frac{\sum(X_i - \bar{X})^2 \sigma^2_i}{ \big[ \sum(X_i - \bar{X})^2 \big] ^ 2}

(『統計的因果推論の理論と実装』p.118)

b = 1
np.exp(b) - 1
1.718281828459045
model.summary()
Loading...
# CI
ci = (
    beta1 - 1.96 * se_beta1,
    beta1 + 1.96 * se_beta1
)
fig, ax = plt.subplots()
x_plot = np.linspace(4, 6, 50)
y_plot = norm.pdf(x=x_plot, loc=beta1, scale=se_beta1)
ax.plot(x_plot, y_plot, alpha=.5)
ax.axvline(ci[0])
ax.axvline(ci[1])
<Figure size 432x288 with 1 Axes>

OLS推定量のtt検定

帰無仮説と対立仮説をそれぞれ

H0:βk=0H1:βk0H_0: \beta_k = 0\\ H_1: \beta_k \neq 0\\

とする。tt統計量を

t=β^kσ=nsβ^kt = \frac{\hat{\beta}_k}{\sigma} = \frac{ \sqrt{n} }{ \sqrt{s} } \hat{\beta}_k

と定義すると、これは標準正規分布N(0,1)N(0,1)に従う。t>1.96|t|>1.96となればその確率は5%以下であるため有意水準5%で帰無仮説を棄却できる。

tt検定のpp

帰無仮説H0:βk=0H_0: \beta_k = 0を棄却するためには有意水準をどこまで引き上げなければいけないかを考える。

N(0,1)N(0, 1)に従うZZを用いて、P(Z>t)P(|Z|>|t|)を計算する

OLS推定量の信頼区間

β^k\hat{\beta}_kの漸近分布がN(βk,σk2)N(\beta_k, \sigma^2_k)に従うとする。nnが十分に大きいときは、

Zk=β^kβkσkZ_k = \frac{\hat{\beta}_k - \beta_k}{\sigma_k}

N(0,1)N(0, 1)に従うものとみなすことができて、

P(Zk1.96)=P(1.96β^kβkσk1.96)=0.95P(|Z_k| \leq 1.96) = P\left( -1.96 \leq \frac{\hat{\beta}_k - \beta_k}{\sigma_k} \leq 1.96 \right) = 0.95

と近似できる。そこから95%信頼区間は

β^k1.96σkβkβ^k+1.96σk\hat{\beta}_k - 1.96 \sigma_k \leq \beta_k \leq \hat{\beta}_k + 1.96 \sigma_k

となる

回帰の標準誤差

回帰の標準誤差(standard error of the regression: SER)は、回帰誤差ε\varepsilonの標準偏差の推定量

SER=su^, su^=1nd1i=1nu^i2SER = s_{\hat{u}}, \ s_{\hat{u}} = \frac{1}{n-d-1} \sum^n_{i=1} \hat{u}^2_i

u^\hat{u}の平均はゼロであるため、通常の分散の式における平均で引くような項が存在していない)

ここでddは推定している傾きのパラメータ数(定数項も含めればd+1d+1)。下方バイアスが生じることがわかっているので自由度のぶんだけ修正する。