Sollten Konfidenzintervalle für lineare Regressionskoeffizienten auf der Normal- oder der

Lassen Sie uns ein lineares Modell haben, zum Beispiel nur eine einfache ANOVA:

# data generation
set.seed(1.234)                      
Ng <- c(41, 37, 42)                    
data <- rnorm(sum(Ng), mean = rep(c(-1, 0, 1), Ng), sd = 1)      
fact <- as.factor(rep(LETTERS[1:3], Ng)) 

m1 = lm(data ~ 0 + fact)
summary(m1)

Ergebnis ist wie folgt:

Call:
lm(formula = data ~ 0 + fact)

Residuals:
     Min       1Q   Median       3Q      Max 
-2.30047 -0.60414 -0.04078  0.54316  2.25323 

Coefficients:
      Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
factA  -0.9142     0.1388  -6.588 1.34e-09 ***
factB   0.1484     0.1461   1.016    0.312    
factC   1.0990     0.1371   8.015 9.25e-13 ***
---
Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1 

Residual standard error: 0.8886 on 117 degrees of freedom
Multiple R-squared: 0.4816,     Adjusted R-squared: 0.4683 
F-statistic: 36.23 on 3 and 117 DF,  p-value: < 2.2e-16

Nun versuche ich zwei verschiedene Methoden, um das Konfidenzintervall dieser Parameter abzuschätzen

c = coef(summary(m1))

# 1st method: CI limits from SE, assuming normal distribution
cbind(low = c[,1] - qnorm(p = 0.975) * c[,2], 
    high = c[,1] + qnorm(p = 0.975) * c[,2])

# 2nd method
confint(m1)

Fragen:

Wie ist die Verteilung der geschätzten linearen Regressionskoeffizienten? Normal oder ? $t$
Warum liefern beide Methoden unterschiedliche Ergebnisse? Unter der Annahme einer normalen Verteilung und einer korrekten SE würde ich erwarten, dass beide Methoden zum gleichen Ergebnis führen.

Vielen Dank!

Daten ~ 0 + Fakt

BEARBEITEN nach einer Antwort :

Die Antwort ist genau, dies ergibt genau das gleiche Ergebnis wie confint(m1)!

# 3rd method
cbind(low = c[,1] - qt(p = 0.975, df = sum(Ng) - 3) * c[,2], 
    high = c[,1] + qt(p = 0.975, df = sum(Ng) - 3) * c[,2])

r regression confidence-interval Neugierig
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Related: stats.stackexchange.com/questions/111559/…

Curious

(1) Wenn die Fehler normalverteilt sind und ihre Varianz nicht bekannt ist, hat eine Verteilung unter der Nullhypothese, dass der wahre Regressionskoeffizient ist. Standardmäßig wird getestet , daher sind die angegebenen Statistiken nur

\frac{\hat{β} - β_{0}}{s e (\hat{β})}

$\frac{\hat{\beta} - \beta_0}{{\rm se}(\hat{\beta})}$

t

$t$

β_{0}

$\beta_0$ R

β_{0} = 0

$\beta_0 = 0$

t

$t$

\frac{\hat{β}}{s e (\hat{β})}

$\frac{\hat{\beta}}{{\rm se}(\hat{\beta})}$

Beachten Sie, dass die obige Statistik unter bestimmten Regularitätsbedingungen immer asymptotisch normal verteilt ist, unabhängig davon, ob die Fehler normal sind oder ob die Fehlervarianz bekannt ist.

(2) Der Grund, warum Sie unterschiedliche Ergebnisse erhalten, ist, dass sich die Perzentile der Normalverteilung von den Perzentilen der Verteilung unterscheiden . Daher ist der Multiplikator, den Sie vor dem Standardfehler verwenden, unterschiedlich, was wiederum unterschiedliche Konfidenzintervalle ergibt. $t$

Denken Sie insbesondere daran, dass das Konfidenzintervall bei Verwendung der Normalverteilung gleich ist

\hat{β} \pm z_{α / 2} \cdot s e (\hat{β})

$\hat{\beta} \pm z_{\alpha/2} \cdot {\rm se}(\hat{\beta})$

Dabei ist das Quantil der Normalverteilung. Im Standardfall eines -Konfidenzintervalls ist und . Das Konfidenzintervall bezogen auf die Verteilung beträgt $z_{\alpha/2}$ $\alpha/2$ $95\%$ $\alpha = .05$ $z_{\alpha/2} \approx 1.96$ $t$

\hat{β} \pm t_{α / 2, n - p} \cdot s e (\hat{β})

$\hat{\beta} \pm t_{\alpha/2,n-p} \cdot {\rm se}(\hat{\beta})$

wobei der Multiplikator auf den Quantilen der Verteilung mit Freiheitsgraden basiert, wobei die Stichprobengröße und die Anzahl der Prädiktoren ist. Wenn groß ist, sind und ungefähr gleich. $t_{\alpha/2,n-p}$ $t$ $n-p$ $n$ $p$ $n$ $t_{\alpha/2,n-p}$ $z_{\alpha/2}$

Unten ist eine grafische Darstellung der Multiplikatoren für Stichprobengrößen von bis (ich habe für diese grafische Darstellung angenommen , aber das ändert qualitativ nichts). Die Multiplikatoren sind größer, aber wie Sie unten sehen können, konvergieren sie mit zunehmender Stichprobengröße zum Multiplikator (durchgezogene schwarze Linie). $t$ $5$ $300$ $p=1$ $t$ $z$

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Makro
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Ja!! Schönes Stück Arbeit !! (+1)

gui11aume

Macro, danke für die Antwort. Aber: Sie sprechen von der Verteilung der T-Statistik, während ich nach der Verteilung des Regressionskoeffizienten gefragt habe. Nach meinem Verständnis ist der Regressionskoeffizient eine Verteilung, die durch ihren Mittelwert (die Koeffizientenschätzung) und ihren Standardfehler charakterisiert ist. Ich habe nach dieser Verteilung gefragt, nicht nach der Verteilung der Teststatistiken. Ich könnte etwas vermissen, also bitte versuchen Sie es offensichtlicher zu erklären :) Danke

Neugierig

@Tomas, gute Frage. Wie ich oben schrieb, hat eine Verteilung. Daher hat unter der Nullhypothese eine Verteilung, die verschoben und skaliert ist (um bzw. ). Da jedoch bei großen Stichproben die t-Verteilung mit zunehmenden Freiheitsgraden gegen die Normale konvergiert, hat eine Normalverteilung (verschoben und skaliert in gleicher Weise). Klärt das etwas für Sie?

\frac{\hat{β} - β_{0}}{s e (\hat{β})}

$\frac{ {\hat \beta}−β_{0}}{{\rm se}(\hat β)}$

t

$t$

\hat{β}

$\hat β$

t

$t$

β_{0}

$β_0$

s e (\hat{β})

${\rm se}(\hat β)$

\hat{β}

$\hat β$

Makro

Sie sind genau richtig! Dies ergibt auch bei kleinen Stichproben genau das gleiche Ergebnis wie confint(m1)! cbind(low = c[,1] - qt(p = 0.975, df = sum(Ng) - 3) * c[,2], high = c[,1] + qt(p = 0.975, df = sum(Ng) - 3) * c[,2])

Neugierig

Mit den üblichen Annahmen, die zur Ableitung der normalen theoretischen Inferenz für die lineare Regression erforderlich sind, ist (und damit ) definitiv normal unter der Null verteilt, aber selbst unter der Null hat es eine unbekannte Varianz . Sie können es mit nichts vergleichen, da Sie nicht wissen, von welcher Normalverteilung es stammt (Sie können nicht direkt feststellen, ob es ungewöhnlich weit von oder nicht). Indem Sie den geschätzten Standardfehler skalieren, standardisieren Sie ihn - machen ihn "vergleichbar", aber er ist nicht mehr normal, sondern verteilt.

\hat{β}

$\hat{\beta}$

\hat{β} - β_{0}

$\hat{\beta}-\beta_0$

β_{0}

$\beta_0$

t

$t$

Glen_b -Reinstate Monica

Sollten Konfidenzintervalle für lineare Regressionskoeffizienten auf der Normal- oder der

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