Modeles Lineaires.

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1 Modeles Lineaires

2 Econometrie Economie+Stats+Algebre Lineaire+Maths+PC
Dans la pratique, nous faisons face a une masse enorme de donnees  Information incomplete Quel est le modele adequat? Comment le specifier et l’estimer? Le modele lineaire constitue un outil essentiel d’inference Malgre son apparente simplicite, faire attention aux hypotheses sous jacentes La theorie economique/financiere implique les maths, pas le contraire

3 Regression: Population
Y=variable dependante X= regresseurs, variables explicatives A distinguer: Difference entre population et echantillon Pour une population, nous ecrivons: y = b 0 + b 1 x. b0 est l’ordonnee a l’origine, et b1 la pente La variable dependante variable change de maniere proportionelle pour toute variation dans les variables independantes Modele economique  Expression mathematique

4 Regression: Echantillon
Nous n’observons pas toute la population Seulement un echantillon tire aleatoirement y = b 0 + b 1 x. b0 est un estimateur de b0. b1 est un estimateur de b1.

5 Regression: Echantillon Regression: Population (parametres inconnus)
Representativite? Meme si l’echantillon est tire aleatoirement parmi une population, il n’y a pas de garantie absolue que l’echantillon soit representatif Regression: Echantillon x y Regression: Population (parametres inconnus)

6 Outils Les estimateurs b0 et b1 sont ils precis?
Deux methodes inferentielles: Intervalles de confiance Tests d’hypotheses Objectifs: Examiner la qualite de la regression (relation entre y observes et y prevus)

7 Hypotheses Inclusion d’un terme d’erreur d’estimation car dans la pratique aucune paire de variables ne presente une relation lineaire parfaite Modele de regression simple y i = b b 1 x i + e i Les e i sont distribues normalement, avec une moyenne de 0 et une variance se2. Les e i sont independants les uns des autres Les e i sont independants de X

8 Regression Parfaite Y = 1X

9 Un Monde Imparfait Y = 1X + e

10 Estimation des Parametres b0, b1, et se2

11 Objectif Moindres Carres Ordinaires (MCO): modele lineaire qui a pour objectif de minimiser la somme des erreurs au carre Theoreme de Gauss-Markov: BLUE “Best Linear Unbiased Estimator” L’estimateur MCO est celui possedant la plus petite variance parmi tous les estimateurs lineaires

12 Autres Objectifs La minimisation des erreurs au carre n’est qu’une fonction-objectif parmi d’autres Minimiser valeur absolue des erreurs Minimiser erreurs simples Erreurs simples: Leur somme est egale a 0 Des modeles bases sur la deviation absolue minimale existent mais ils sont lourds a manipuler mathematiquement Algebre avec un operateur de valeur absolue

13 Implications du Modele MCO
Le modele cherche a eviter les grandes erreurs Une grande valeur de e pour une observation conduit generalement a une grande e2 finale Les resultats de la regression peuvent etre tres influences par des anomalies (outliers) Toujours examiner les donnees Toujours examiner les residus de la regression

14 Derivation Notation Minimiser la somme des erreurs au carre
y est le vecteur nx1 de la variable dependante X est la matrice nxp des variables independantes  est un vecteur px1vector. Notation transposee: ‘ Minimiser la somme des erreurs au carre Min  par rapport a   = (y  X) (y  X) = y y  Xy  yX + XX

15 Derivation Nous devons minimiser  2yX + XX par rapport a 
Changeons la notation et ecrivons A=yX and C= XX L’expression s’exprime:  2A + C Nous appliquons deux regles de derivation matricielle (1) La derivee de A par rapport a  est A (2) La derivee de C par rapport a  est 2C

16 Derivation A=yX et C= XX
L’expression a minimiser s’ecrit  2A + C La derivee est egale a zero au minimum Par application des deux regles precedentes:  2 A + 2C =0 Substituons A = Xy et C= XX 2 Xy + 2 XX  =0 2 XX  = 2 Xy XX  = Xy

17 Derivation La solution du probleme de minimisation XX  = Xy
Pre-multiplions les deux cotes par (XX)1  = (XX)1 Xy Une partie importante de l’econometrie se concentre sur l’estimateur MCO b = (XX)1 Xy et ses extensions selon differentes hypotheses pour 

18 Hypotheses Pour une regression bivariee donnee
1. Echantillon aleatoire Au moins N > 20 2. La relation entre variable est lineaire i.e., la moyenne de Y augmente lineairement avec X Representer graphiquement X et Y Prendre garde aux relations non lineaires (e.g., forme en U)

19 Hypothese 3. Y est distribuee normalement, conditionellement a la valeur de X “Normalite conditionelle” Ex: Annees d’education = X, Prestige (Y) Supposons que nous examinons un sous echantillon (X = 12) L’histogramme de Y est il normal? Qu’en est il pour X=4 ou X=16?

20 Hypotheses Normalite: Decent Pas Bon
Examiner des sous echantillons pour differentes valeurs de X. Faire des histogramme et verifier la normalite Normalite: Decent Pas Bon

21 Hypotheses 4. Les variances des erreurs d’estimation sont identiques pour tout valeur de X Rappel: L’erreur represente la deviation par rapport a la ligne de regression Definition: “homoskedasticite” = La dispersion des erreurs est stable quelles que soient les valeurs de X Oppose: “heteroskedasticite”, les erreurs varient avec X Test: Comparer les erreurs pour X=12, X=2, X=8, etc

22 Ici, resultat satisfaisant
Homoskedasticite Variance des erreurs identiques Examiner les erreurs pour differentes valeurs de X. Ici, resultat satisfaisant

23 Les hypotheses de la regression lineaire sont inadequates
Heteroskedasticite La variance des erreurs est fonction de X Les hypotheses de la regression lineaire sont inadequates

24 Test d’Hypothese sur la Pente
Exemple: La regression reliant le niveau d’education au prestige de la profession donne un coefficient de 2.47 Question: Cet estimateur est il vraisemblable? Est il possible que le coefficient observe est en fait tire d’une population dont la pente est egale a zero? Solution: Effectuer un test d’hypothesis Notation: pente = b, pente de la population = b H0: b = 0 H1: b  0

25 Test d’Hypothese De quelle information avons nous besoin?
Reponse: L’estimateur de la pente (b) a une distribution, comme n’importe quelle autre statistique Si certaines conditions sont remplies, la distribution se rapproche de la distribution de t Nous pouvons evaluer la probabilite qu’une certaine valeur de b serait observee si b = 0 Si la probabilite est faible (<alpha), rejeter H0

26 Test d’Hypothese Si b=0, la pente estimee devrait etre proche de 0 b
Representation: Si la pente de la population (b) est egale a 0, la distribution echantillonee devrait etre centree a 0 Nous travaillons sur une distribution de probabilite, nous pouvons identifier quelle est la valeur attendue de b si la population a une pente egale a Distribution echantillonee de la pente Si b=0, la pente estimee devrait etre proche de 0 b Si l’estimateur est eloigne, il est improbable que beta=1, rejeter H0

27 Test d’Hypothese se2 est la variance des residus
La distribution de b doit se rapprocher de la distribution t Ecart type de la pente dans la population(sb): se2 est la variance des residus N est le nombre d’observations

28 Test d’Hypothese Estimer se2: Estimer l’ecart type de la pente:

29 Test d’Hypothese Etape finale: Utiliser la distribution de t
Pente divisee par son ecart type sigmab est l’estimateur de l’ecart type de la pente calcule precedemment Le test est effectue sur la base de N-2 degres de liberte

30 Intervalle de Confiance b1
Deux objectifs: Estimer la valeur de b1 Estimer la qualite de b1 Definition Valeur estimee du parametre (x ecarts type selon le degre de confiance desiree) (valeur estimee de l’ecart type de l’estimateur)

31 Intervalle de Confiance
Definition: Ou tN-2 est la valeur de la statistique t pour un test bivarie et un niveau de confiance alpha Exemple: Coefficient (pente) = 2.5, Ecart type. = .10 95% t-value for 102 deg.lib. Est approx. = 2 95% Intervalle de Confiance = 2.5 +/- 2(.10) i.e. entre 2.3 to 2.7 avec 95% de probabilite

32 “Outliers” Meme si toutes les conditions preliminaires d’optimalite des MCO sont remplies, il peut qd meme demeurer dses problemes Exemple: Outliers – valeurs extremes, tres differentes des valeurs moyennes de l’echantillon Sources: Donnee incorrecte Donnee correcte mais rare Quelques observations de ce type peuvent radicalement modifier les estimations MCO

33 Exemple Avec cette observation 4 2 -2 -4 -4 -2 0 2 4
4 2 -2 -4 Sans l’outlier: Aucune relation

34 Qualite des Regressions
Afin d’estimer la qualite de la regression (I.e. erreurs de prevision) nous avons besoin d’une valeur de reference Sans information additionelle, la moyenne de Y (variables dependante) correspond a cette valeur de reference

35 Decomposition Variation Totale = Variation expliquee par le modele + Variation residuelle S y2 = S S e2

36 R2 R2 est defini comme S 2 / S y2 ou 1 - (S e2 / S y2)
Donne la proportion de variance totale ( autour de la moyenne) expliquee par la regression  Par definition 0  R2  1 Correspond au carre de la correlation entre X et Y