2  다중선형회귀모형 (multiple linear regression model)

Acknowledgement: 본 절의 구성에는 다음 교재를 발췌하였다.

• 강근석, 유현조 (2016). R을 활용한 선형회귀분석. 교우사.
• 한치록 (2024). 계량경제학 강의 (5판). 박영사.
• James, Witten, Hastie, and Tibshirani (2021). An Introduction to Statistical Learning: with Applications in R (2nd Edition). Springer.
• Wooldridge (2016). Introductory Econometrics: A Modern Approach (6th Edition). Cengage Learning.

2.1 예제 (한치록 예제 10.2): 2년제 대학과 4년제 대학

• 원출처: Wooldridge (2016)
• 연구질문: 2년제 대학과 4년제 대학에 다닌 것이 노동의 생산성 (임금으로 측정)에 미치는 효과가 같은가?
• 모형식:

$$\log (\text{ wage })={\beta }_0+{\beta }_1\text{ jc}+{\beta }_2\text{ univ }+{\beta }_3\text{ exper }+ϵ$$

• jc: 2년제 대학(junior college) 이력
• univ: 4년제 대학 이력
• exper: 경력

data(twoyear, package="wooldridge")
dim(twoyear)

[1] 6763   23

names(twoyear)

 [1] "female"   "phsrank"  "BA"       "AA"       "black"    "hispanic"
 [7] "id"       "exper"    "jc"       "univ"     "lwage"    "stotal"  
[13] "smcity"   "medcity"  "submed"   "lgcity"   "sublg"    "vlgcity" 
[19] "subvlg"   "ne"       "nc"       "south"    "totcoll" 

## type "??twoyear" for the variable description
str(twoyear)

'data.frame':   6763 obs. of  23 variables:
 $ female  : int  1 1 1 1 1 0 0 0 0 0 ...
 $ phsrank : int  65 97 44 34 80 59 81 50 8 56 ...
 $ BA      : int  0 0 0 0 0 0 1 0 0 1 ...
 $ AA      : int  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ black   : int  0 0 0 0 0 0 0 1 0 1 ...
 $ hispanic: int  0 0 0 1 0 0 0 0 0 0 ...
 $ id      : num  19 93 96 119 132 156 163 188 199 200 ...
 $ exper   : int  161 119 81 39 141 165 127 161 138 64 ...
 $ jc      : num  0 0 0 0.267 0 ...
 $ univ    : num  0 7.03 0 0 0 ...
 $ lwage   : num  1.93 2.8 1.63 2.22 1.64 ...
 $ stotal  : num  -0.442 0 -1.357 -0.19 0 ...
 $ smcity  : int  0 1 0 1 0 1 1 0 1 0 ...
 $ medcity : int  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ submed  : int  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ lgcity  : int  0 0 0 0 0 0 0 1 0 0 ...
 $ sublg   : int  1 0 1 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ vlgcity : int  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ subvlg  : int  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ ne      : int  1 0 1 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ nc      : int  0 1 0 0 0 0 1 0 0 0 ...
 $ south   : int  0 0 0 0 1 1 0 1 0 1 ...
 $ totcoll : num  0 7.033 0 0.267 0 ...
 - attr(*, "time.stamp")= chr "25 Jun 2011 23:03"

model = lm(lwage ~ jc + univ + exper, data = twoyear)
summary(model)

Call:
lm(formula = lwage ~ jc + univ + exper, data = twoyear)

Residuals:
     Min       1Q   Median       3Q      Max 
-2.10362 -0.28132  0.00551  0.28518  1.78167 

Coefficients:
             Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept) 1.4723256  0.0210602  69.910   <2e-16 ***
jc          0.0666967  0.0068288   9.767   <2e-16 ***
univ        0.0768762  0.0023087  33.298   <2e-16 ***
exper       0.0049442  0.0001575  31.397   <2e-16 ***
---
Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Residual standard error: 0.4301 on 6759 degrees of freedom
Multiple R-squared:  0.2224,    Adjusted R-squared:  0.2221 
F-statistic: 644.5 on 3 and 6759 DF,  p-value: < 2.2e-16

2.2 모형 가정

2.2.1 모집단 수준

• 설명변수: $X_1,X_2,\cdots ,X_p$
• 반응변수: $Y$
• $X_1=x_1,X_2=x_2,\cdots ,X_p=x_p$일 때의 $Y$의 조건부 기댓값이 $x_i(i=1,\dots ,p)$들의 선형식이라고 가정한다. 여기서 ${\beta }_0,\dots ,{\beta }_p$는 알려지지 않았으나 고정된 실수 (모수) 이다.

$$\begin{array}{}\text{(1)}& \mathrm{E}[Y\mid X_1=x_1,X_2=x_2,\cdots ,X_p=x_p]={\beta }_0+{\beta }_1{x}_1+{\beta }_2{x}_2+\cdots +{\beta }_p{X}_p\end{array}$$

• 동치 표현 (단, $\mathrm{E}(\epsilon |X_1=x_1,\dots ,X_p=x_p)=0$ for all $x_1,\dots ,x_p$) $$\begin{array}{}\text{(2)}& Y={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+\cdots +{\beta }_p{X}_p+\epsilon \end{array}$$

2.2.2 관찰자료 수준

• 설명변수: $X_{i1},X_{i2},\cdots ,X_{ip}$, $i=1,\dots ,n$
• 반응변수: $Y_i$, $i=\dots ,n$

$$\begin{array}{}\text{(3)}& Y_i={\beta }_0+{\beta }_1{X}_{i1}+{\beta }_2{X}_{i2}+\cdots +{\beta }_p{X}_{ip}+{\epsilon }_i,i=1,2,\cdots ,n,\end{array}$$

• 위 식에서 ${\epsilon }_i$는 오차를 나타내는 확률변수이다.
  • 가장 약하게는 $\mathrm{E}({\epsilon }_i|X_{i1}=x_{i1},\dots ,X_{ip}=x_{ip})=0$ for all $x_{ij}$, $i=1,\dots ,n$, $j=1,\dots ,p$ 가정이 필요하다.
  • 보통은 (단순선형회귀에서와 마찬가지로, 회귀계수 및 예측값에 대한 통계적 추론을 위해) 아래와 같이 정규성/등분산성/독립성을 가정한다.

$${\epsilon }_i\stackrel{iid}{\sim }N(0,{\sigma }^2)$$

• $X_{ij}$ (또는 $x_{ij}$): $j$번째 설명변수의 $i$번째 관찰값에 대응하는 확률변수). 이론적으로는 $X_{ij}$들이 확률변수라고 가정하는 것이 가장 엄밀하나, $X_{ij}$들이 nonrandom임을 가정하고 식을 유도하여도 이론적으로 지장이 없다.

2.2.3 계수의 해석

• ${\beta }_0$: $Y$절편 (intercept)

• ${\beta }_j$: $Y$ 와 $X_j$ 간의 기울기. 다른 설명변수들의 값들이 고정되었을 때, $X_j$가 한단위만큼 차이나는 집단간의 $Y$ 의 평균값은 ${\beta }_j$ 만큼 차이나게 된다. 즉 다음이 성립한다 (일반성을 잃지 않고 ${\beta }_1$에 대하여만 적었다).

$${\beta }_1=\mathrm{E}(Y|X_1=x_1,X_2=x_2,\dots ,X_p=x_p)-\mathrm{E}(Y|X_1=x_1+1,X_2=x_2,\dots ,X_p=x_p)\mathrm{\forall }{x}_1,\dots ,x_p\in \mathbb{R}$$

• 인과적 해석은 주의할 것: 물론 위 식은 “다른 설명변수들의 값들이 고정되었을 때 $X_j$ 가 한 단위 증가하면 $Y$ 의 평균값은 ${\beta }_j$ 만큼 변하게 된”’는 뜻처럼 보일 수도 있다. 특히 사회과학적 자료들에서는 설명변수들의 값이 같이 연동되어 움직이게 된다. 가령, $X_1$를 한단위 증가시키면 다른 변수들도 따라서 움직이게 되므로, $X_1$을 한단위 증가시킬 경우 ${\beta }_1$만큼 증가하는 것이 아니다. 따라서 각 회귀계수 ${\beta }_j$에 직접적으로 인과적인 의미를 붙여 해석하면 안된다.
  • 반대로 말하면, 회귀분석을 통하여 “$X_1$의 영향 = ${\beta }_1$”이 되도록 모델링하고 싶은 경우, 다른 변수들은 “$X_1$을 변화시켜도 따라 변하지 않도록” 설계하여야 한다. 좀더 깊은 논의는 인과추론(causal inference) 분야에서 다룬다.
• 상관계수를 이용한 해석: 만일 모든 변수가 표준화 되어있다면, ${\beta }_j=\mathrm{C}\mathrm{o}\mathrm{r}\mathrm{r}(Y,X_j|X_1,\dots ,X_{j-1},X_{j+1},\dots ,X_p)$이다. 즉 다른 변수들이 고정되었을 때의 조건부 상관계수이다.

2.2.4 행렬을 이용한 표현

회귀분석 문제에서 행렬표현은 손품을 줄이고, 추정량 계산작업에서 컴퓨터-효율적이고 의사소통-효율적인 표현을 가능케 한다.

• 계수들의 벡터: $\mathit{\beta }:={({\beta }_0,{\beta }_1,\cdots ,{\beta }_p)}^T$
• $i$ 번째 관측점에서의 설명변수들의 벡터: ${\mathbf{X}}_i={(1,X_{i1},\cdots ,X_{ip})}^T$로 정의하자.
• 식 (3)은 아래와 같이 재표현된다:

$$Y_i={\mathbf{X}}_i^T\mathit{\beta }+{\epsilon }_i,i=1,2,\cdots ,n.$$

• 위 식을 $i=1$부터 $i=n$까지 일렬로 나열하면, 모든 관측점에서의 식을 하나의 행렬로 나타낼 수 있다:

$$\mathbf{Y}=\mathbb{X}\mathit{\beta }+\mathit{\epsilon }$$

• 여기서

$$\mathbf{Y}=\left[\begin{array}{c}{Y}_1\\ Y_2\\ ⋮\\ Y_n\end{array}\right],\mathbb{X}=\left[\begin{array}{c}{\mathbf{X}}_1^T\\ {\mathbf{X}}_2^T\\ ⋮\\ {\mathbf{X}}_n^T\end{array}\right]=\left[\begin{array}{ccccc}1& X_{11}& X_{12}& \cdots & X_{1p}\\ 1& X_{21}& X_{22}& \cdots & X_{2p}\\ ⋮& ⋮& ⋮& \ddots & ⋮\\ 1& X_{n1}& X_{n2}& \cdots & X_{np}\end{array}\right],\mathit{\epsilon }=\left[\begin{array}{c}{\epsilon }_1\\ {\epsilon }_2\\ ⋮\\ {\epsilon }_n\end{array}\right].$$

• 이름들
  • $\mathbf{Y}$: 반응벡터(response vector)
  • $\mathbb{X}$: 계획행렬 또는 디자인행렬(design matrix), size는 $n\times (p+1)$
  • $\mathit{\epsilon }$: 오차벡터(error vector)
• (예) 위 예제의 자료에서 처음 다섯 개만을 사용하여 행렬로 나타내어 보면,

$$\left[\begin{array}{c}1.93\\ 2.8\\ 1.63\\ 2.22\\ 1.64\end{array}\right]=\left[\begin{array}{cccc}1& 0& 0& 161\\ 1& 0& 7.03& 119\\ 1& 0& 0& 81\\ 1& 0.267& 0& 39\\ 1& 0& 0& 141\end{array}\right]\left[\begin{array}{c}{\beta }_0\\ {\beta }_1\\ {\beta }_2\\ {\beta }_3\end{array}\right]+\left[\begin{array}{l}{\epsilon }_1\\ {\epsilon }_2\\ {\epsilon }_3\\ {\epsilon }_4\\ {\epsilon }_5\end{array}\right].$$

• 재표현된 기본 모형 가정
  • $\mathrm{E}(\mathit{\epsilon })=\mathbf{0}$ (물론 $\mathbb{X}$가 확률변수라라 가정하면 $\mathrm{E}[\mathit{\epsilon }|\mathbb{X}]=\mathbf{0}$)
  • $\mathrm{E}(\mathbf{Y})=\mathbb{X}\mathit{\beta }$
• 오차항의 정규성/등분산성/독립성 가정이 추가된 경우,
  • $\mathit{\epsilon }\sim N_n(\mathbf{0},{\sigma }^2\mathbb{I})$
  • $\mathbf{Y}\sim N_n(\mathit{\beta },{\sigma }^2\mathbb{I})$

2.3 최소제곱법을 이용한 회귀계수와 오차분산의 추정

2.3.1 최소제곱 해의 정의

$$\begin{array}{rl}\hat{\mathit{\beta }}& =\underset{\mathit{\beta }\in {\mathbb{R}}^{p+1}}{\mathrm{a}\mathrm{r}\mathrm{g}\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}[\sum _{i=1}^n\{Y_i-{\mathbf{X}}_i^T\mathit{\beta }{\}}^2]\\ & =\underset{\mathit{\beta }\in {\mathbb{R}}^{p+1}}{\mathrm{a}\mathrm{r}\mathrm{g}\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}[\sum _{i=1}^n\{Y_i-({\beta }_0+X_{i1}{\beta }_1+X_{i2}{\beta }_2+\dots +X_{ip}{\beta }_p){\}}^2]\\ \text{(4)}& & =\underset{\mathit{\beta }\in {\mathbb{R}}^{p+1}}{\mathrm{a}\mathrm{r}\mathrm{g}\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}}(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\mathit{\beta }{)}^T(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\mathit{\beta })\end{array}$$

2.3.2 최소제곱 해를 closed-form (대수적 표현이 가능한 형태)로 유도하기

• (4)의 행렬표현에서 출발하자. 최소화의 목적함수를 $S(\mathit{\beta }):=(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\mathit{\beta }{)}^T(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\mathit{\beta })$라 하면,

$$\frac{\partial S}{\partial \mathit{\beta }}=-2{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}+2\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)\mathit{\beta }.$$

• $\frac{\partial S}{\partial \mathit{\beta }}=\mathbf{0}$을 풀면, 그 해가 목적함수의 최솟값이 된다 ($\because$ $S(\mathit{\beta })$의 이계도미분(Hessian)이 positive definite임을 쉽게 보일 수 있고, 따라서 $S(\mathit{\beta })$은 아래로 볼록한 빗살무늬토기 모양의 함수이다). 그러므로 $\mathit{\beta }$ 의 최소제곱추정량 $\hat{\mathit{\beta }}$ 은

$$\hat{\mathit{\beta }}={\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}.$$

• (예) 당연하게도 위 행렬 표현은 $p=1$인 경우 단순선형회귀에서의 해와 일치한다. (먼저 아래의 산식들을 유도해 보라)

$${\mathbb{X}}^T\mathbb{X}=\left[\begin{array}{cc}n& \sum _{i=1}^n{X}_i\\ \sum _{i=1}^n{X}_i& \sum _{i=1}^n{X}_i^2\end{array}\right],{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}=\left[\begin{array}{c}\sum _{i=1}^n{Y}_i\\ \sum _{i=1}^n{X}_i{Y}_i\end{array}\right]$$

$${\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}=\frac{1}{n\sum _{i=1}^n{X}_i^2-{\left(\sum _{i=1}^n{X}_i\right)}^2}\left[\begin{array}{cc}\sum _{i=1}^n{X}_i^2& -\sum _{i=1}^n{X}_i\\ -\sum _{i=1}^n{X}_i& n\end{array}\right]$$

2.3.3 예측값 predicted value (적합값 fitted value)

• 이제 임의의 input ${\mathbf{x}}_0\in {\mathbb{R}}^{p+1}$에 대하여, 조건부 기댓값 $\mathrm{E}(Y|\mathbf{X}={\mathbf{x}}_0)={\mathbf{x}}_0^T\mathit{\beta }$을 아래와 같이 추정할 수 있다.

$$\hat{\mathrm{E}}(Y|\mathbf{X}={\mathbf{x}}_0):={\mathbf{x}}_0^T\hat{\mathit{\beta }}$$

• 대개 $\hat{\mathrm{E}}(Y|\mathbf{X})$을 “$Y$”의 예측값이라고 부르며, 그 의미에서 $\hat{Y}$라고 부른다. 즉,

$${\hat{Y}}_0:={\mathbf{x}}_0^T\hat{\mathit{\beta }}.$$

• $i$번째 관찰값들에 대한 예측값(적합값): $${\hat{Y}}_i:={\mathbf{X}}_i^T\hat{\mathit{\beta }}.$$

• 적합값들의 벡터: $$\hat{\mathbf{Y}}:=\mathbb{X}\hat{\mathit{\beta }}=\mathbb{X}({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}{)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}$$

• 잔차: $$Y_i-{\hat{Y}}_i=Y_i-{\mathbf{X}}_i^T\hat{\mathit{\beta }}$$

• 잔차벡터: $$\mathbf{e}:=\mathbf{Y}-\hat{\mathbf{Y}}=\mathbf{Y}-\hat{\mathbf{Y}}=(\mathbb{I}-\mathbb{X}({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}{)}^{-1}{\mathbb{X}}^T)\mathbf{Y}.$$

2.3.4 오차항의 분산 ${\sigma }^2$의 추정

• 오차항 ${\epsilon }_i$들에 대하여 독립성 및 등분산성이 가정된 경우, 오차분산 ${\sigma }^2=\mathrm{V}\mathrm{a}\mathrm{r}({\epsilon }_i)$의 추정을 위하여는 (단순선형회귀에서와 마찬가지로) 잔차들의 제곱합을 사용한다.
• 먼저 잔차 제곱합은 다음과 같이 계산 가능하다.

$$\sum _{i=1}^n{(Y_i-{\hat{Y}}_i)}^2={\mathit{e}}^T\mathit{e}=(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\hat{\mathit{\beta }}{)}^T(\mathbf{Y}-\mathbb{X}\hat{\mathit{\beta }})$$

• $\mathit{\beta }$의 추정은 $p+1$의 스칼라를 추정하는 작업이므로 잔차제곱합은 $(n-p-1)$ 개의 자유도를 가진다(이 말은 외우자). 그래서, 아래와 같이 잔차제곱합을 자유도로 나눈 $s^2$은 ${\sigma }^2$ 의 비편향추정량이다 (즉 $\mathrm{E}(s^2)={\sigma }^2$):

$$\widehat{{\sigma }^2}=s^2:=\frac{1}{n-p-1}\sum _{i=1}^n{(Y_i-{\hat{Y}}_i)}^2$$

2.3.5 최소제곱추정량의 성질

• 기댓값

$$\begin{array}{rl}\mathrm{E}[\hat{\mathit{\beta }}]& =\mathrm{E}\left[{\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}\right]\\ & ={\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathrm{E}[\mathbf{Y}]\\ & ={\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\mathit{\beta }\\ & =\mathit{\beta }\end{array}$$

• 분산

$$\begin{array}{rl}\mathrm{Cov}(\hat{\mathit{\beta }})& =\mathrm{Cov}\left({\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathbf{Y}\right)\\ & ={\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbb{X}}^T\mathrm{Cov}(\mathbf{Y})\mathbb{X}{\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}\\ & ={\sigma }^2{\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}\end{array}$$

• 가우스-마르코프(Gauss-Markov) 정리: $\hat{\mathit{\beta }}$은 최량선형비편향추정량(BLUE, best linear unbiased estimator)임. 다시 말해서 선형비편향추정량들 중에서 제일 작은 분산을 가짐.

2.4 모형의 평가와 통계적 추론

2.4.1 (수정) 결정 계수

• 변동의 분해는 여전히 중요하다: Recall

$$\sum _{i=1}^n{(Y_i-\overline{Y})}^2=\sum _{i=1}^n{(Y_i-{\hat{Y}}_i)}^2+\sum _{i=1}^n{({\hat{Y}}_i-\overline{Y})}^2;$$ $$SST=SSR+SSE.$$

• $SST$: 총 변동, $SSR$: 추정회귀식에 의하여 설명되는 변동, $SSE$: 추정회귀식에 의하여 설명되지 않은 변동

• 회귀모형에 설명변수들을 추가하면 반응변수 $Y$ 의 변동을 더 많이 설명할 수 있으므로, $SSR$의 값은 계속 증가, $SSE$ 의 값은 감소한다.

• 설명력을 높이려면 많은 설명변수를 모형에 포함시키면 된다. 단 설명변수들의 개수가 많아지면 회귀모형이 복잡해지므로 모형의 해석성이 떨어진다. 회귀분석에서는 간결하면서도 설명력이 높은 모형이 우선 선호된다 (간결함의 원칙(principle of parsimony))

• 결정 계수(R-square):

$$R^2=\frac{SSR}{SST}=1-\frac{SSE}{SST}$$

• $0\le R^2\le 1$이다. $R^2=1$일 경우 모든 적합값이 관찰값과 동일하다. $R^2=0$일 경우 모든 적합값이 동일값이다.
• 회귀모형에 포함된 설명변수의 개수가 많아질수록 $SSR$ 은 항상 증가하므로, $R^2$도 항상 증가한다.
• 따라서 결정 계수에 따르면 설명변수의 개수가 많은 모형이 항상 좋은 모형이 되는데, 이러한 단점을 보완한 지표가 아래 수정 결정 계수(adjusted R-square)이다.

$$R_{\mathrm{a}\mathrm{d}\mathrm{j}}^2=1-\frac{SSE/(n-p-1)}{SST/(n-1)}$$

2.4.2 회귀모형의 적합도 검정

• 귀무가설 및 대립가설

$$\begin{array}{rl}& H_0:{\beta }_1={\beta }_2=\cdots ={\beta }_p=0\\ & H_1:(p-1)\text{ 개의 회귀계수 중 적어도 하나는 }0\text{ 이 아니다 }\end{array}$$

• 즉, $H_0$은 “모든 설명변수들과 반응변수가 서로 관련성이 없다”는 뜻이다.

• 검정통계량: 귀무가설 $H_0:{\beta }_1={\beta }_2=\cdots ={\beta }_p=0$ 하에서 다음 통계량을 고려해 보자. $$F_0=\frac{SSR/(p-1)}{SSE/(n-p)}=\frac{MSR}{MSE}$$

• 만일 귀무가설 $H_0$이 참이라 가정하면, 오차항 ${\epsilon }_i$들에 대한 정규성/독립성/등분산성 가정 하에서 $F_0$은 자유도가 $(p-1)$ 과 $(n-p)$ 인 F 분포를 따름을 유도할 수 있다.

• 위 사실에 기반하여, $F_0>F(\alpha ;p-1,n-p)$ 이면 귀무가설을 유의수준 $\alpha$ 하에서 기각할 수 있다.

• 예제 revisited

> summary(model)
...

Residual standard error: 0.4301 on 6759 degrees of freedom
Multiple R-squared:  0.2224,    Adjusted R-squared:  0.2221 
F-statistic: 644.5 on 3 and 6759 DF,  p-value: < 2.2e-16

2.4.3 각 회귀계수에 대한 통계적 추론

2.4.3.1 수학적 원리

• 오차항 ${\epsilon }_i$들에 대한 정규성/독립성/등분산성 가정이 성립하면, $\mathit{\epsilon }\sim N_n(0,{\sigma }^2{\mathbb{I}}_n)$으로부터 다음 분포를 유도할 수 있다.

$$\mathbf{Y}\sim N_n(\mathbb{X}\mathit{\beta },{\sigma }^2{\mathit{I}}_n)$$

$$\hat{\mathit{\beta }}\sim N_{p+1}(\mathit{\beta },{\sigma }^2({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}{)}^{-1})$$

• 이 사실을 이용하면 각 ${\hat{\beta }}_j$에 대한 신뢰구간 및 가설검정 절차의 수식 유도가 가능하다. 예를 들어, $({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}{)}^{-1}$의 $(j,j)$번째 대각성분을 $c_{jj}$라 하면,

$${\hat{\beta }}_j\sim N({\beta }_j,c_{jj}{\sigma }^2),j=0,1,2,\cdots ,p.$$

• 위에서 모수 ${\sigma }^2$ 자리에 추정량을 $\widehat{{\sigma }^2}=s^2$으로 끼워넣으면, ${\hat{\beta }}_j$의 표준편차는 $c_{jj}s$로 추정할 수 있다. 표준편차의 추정량은 표준오차(standard error) 라 부른다. 그러므로 ${\hat{\beta }}_j$의 표준오차는 $c_{jj}s$이다. 아무튼 위 사실과 표준오차를 이용하면 ${\beta }_j$의 신뢰구간을 유도할 수 있으리라 예상할 수 있다.

• Fact. 아래 $t_j$가 자유도 $(n-p-1)$ 인 $t$-분포를 따른다. $$t_j=\frac{{\hat{\beta }}_j-{\beta }_j}{c_{jj}\cdot s},j=0,1,2,\cdots ,p$$

2.4.3.2 신뢰구간

• 따라서, 회귀계수 ${\beta }_j$ 에 대한 $100(1-\alpha )\mathrm{\%}$ 신뢰구간은

$${\hat{\beta }}_j-t_{\frac{\alpha }{2};n-p-1}\cdot c_{jj}\cdot s<{\beta }_j<{\hat{\beta }}_j+t_{\frac{\alpha }{2};n-p-1}\cdot c_{jj}\cdot s$$

• 여기서 $t_{\frac{\alpha }{2};n-p-1}$은 자유도가 $n-p-1$인 분포의 상위 $\alpha /2$ 분위수를 뜻한다.

2.4.3.3 가설검정

• 임의의 고정 값 ${\beta }_{j,0}$에 대하여, 다음 가설을 고려하자.

$$H_0:{\beta }_j={\beta }_{j,0}$$

• 검정통계량:
  $$t_j=\frac{{\hat{\beta }}_j-{\beta }_{j,0}}{c_{jj}s}$$

• 이를 이용하여 아래와 같은 t 검정을 할 수 있다. 세번째는 “양측검정(two-sided test)”라 불린다. 대부분의 통계 소프트웨어는 기본적으로 양측검정의 결과를 출력하며, 대부분의 연구에서 양측검정의 결과를 사용하면 충분하다.

귀무가설	검정통계량의 값	대립가설	$H_0$ 기각역
$H_0:{\beta }_j={\beta }_{j,0}$	$t=\frac{{\hat{\beta }}_j-{\beta }_{j,0}}{\mathrm{SE}\left({\hat{\beta }}_j\right)}$	$H_1:{\beta }_j<{\beta }_{j,0}$	$t<-t(\alpha ;n-p)$
		$H_1:{\beta }_j>{\beta }_{j,0}$	$t>t(\alpha ;n-p)$
		$H_1:{\beta }_j\ne {\beta }_{j,0}$	$\parallel t\parallel >t(\frac{\alpha }{2};n-p)$

• 예제 revisited

summary(model)

...
Coefficients:
             Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept) 1.4723256  0.0210602  69.910   <2e-16 ***
jc          0.0666967  0.0068288   9.767   <2e-16 ***
univ        0.0768762  0.0023087  33.298   <2e-16 ***
exper       0.0049442  0.0001575  31.397   <2e-16 ***
---
Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

...

2.4.4 반응변수의 조건부 기댓값에 대한 신뢰구간

• 고정된 ${\mathbf{x}}_0=(1,x_{01},x_{02},\dots ,x_{0p})\in {\mathbb{R}}^{p+1}$에 대하여, 아래처럼 반응변수의 조건부 기댓값 $f({\mathbf{x}}_0)$의 신뢰구간을 구하고자 한다. $$f({\mathbf{x}}_0)={\mathbf{x}}_0^T\mathit{\beta }=\mathrm{E}(Y|\mathbf{X}={\mathbf{x}}_0)={\beta }_0+x_{01}{\beta }_1+\dots +x_{0p}{\beta }_p$$

• 위의 논의들과 마찬가지로, $\hat{\mathit{\beta }}$의 분포에 기반하여 $f({\mathbf{x}}_0)$의 신뢰구간을 건설할 수 있다.

• Fact. $f({\mathbf{x}}_0)={\mathbf{x}}_0^T\mathit{\beta }$ 에 대한 $100(1-\alpha )\mathrm{\%}$ 신뢰구간은

$${\mathbf{x}}_0^T\hat{\mathit{\beta }}\pm t_{\frac{\alpha }{2},n-p-1}\cdot s\sqrt{{\mathbf{x}}_0^T{\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}\mathbf{x}}$$

• R 명령어:

predict(model, interval="confidence")

          fit      lwr      upr
1    2.268346 2.250104 2.286587
2    2.601385 2.576284 2.626485
3    1.872808 1.852887 1.892728
4    1.682936 1.653029 1.712843
5    2.169461 2.154151 2.184772
6    2.288123 2.269108 2.307137
...

2.4.5 반응변수에 대한 예측 구간 (prediction interval)

• 반응변수의 조건부 기댓값에 대한 신뢰구간과는 별도로, $\mathbf{X}={\mathbf{x}}_0$으로 주어졌을 때의 $Y$의 조건부 분포 자체에 관심이 있을 수 있다. 예를 들어 조건부 기댓값의 신뢰구간은 대학 졸업자들의 평균소득의 95% 신뢰구간을 계산하고, 그와 달리 반응변수의 예측구간은 대학 졸업자들의 소득 분포의 95% 범위를 제공한다.

• Fact. $\mathbf{X}={\mathbf{x}}_0$으로 고정된 $Y$의 조건부 분포의 95% 예측구간:

  • 구간 산출에 $Y$ 자체의 랜덤성이 추가적으로 반영된다.

$${\mathbf{x}}_0^T\hat{\mathit{\beta }}\pm t_{\frac{\alpha }{2},n-p-1}\cdot s\sqrt{1+{\mathbf{x}}_0^T{\left({\mathbb{X}}^T\mathbb{X}\right)}^{-1}{\mathbf{x}}_0}$$

• R 명령어:

predict(model, interval="prediction")

          fit       lwr      upr
1    2.268346 1.4249417 3.111750
2    2.601385 1.7578043 3.444965
3    1.872808 1.0293658 2.716250
4    1.682936 0.8391992 2.526673
5    2.169461 1.3261155 3.012807
6    2.288123 1.4447015 3.131544
...