岭回归分析

一、普通最小二乘估计带来的问题

当设计矩阵X呈病态时,X的列向量之间有较强的线性相关性，即解释变量间出现严重的多重共线性,在这种情况下,用普通最小二乘法估计模型参数，往往参

ˆ)C2L很大，ˆ就很不稳定,在具体取值上与数估计的方差太大,即var(jjjjjj真值有较大的偏差,有时会出现与实际经济意义不符的正负号。下面看一个例子,可以说明这一点。

假设已知x1,x2与y的关系服从线性回归模型:y102x13x2,给定

x1,x2的10个值,如下表1，2行所示：

表7.1 （1） （2） （3） （4） 序号 x1 x2 εi yi 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1.1 1.4 1.7 1.7 1.8 1.8 1.9 2.0 2.3 2.4 1.1 1.5 1.8 1.7 1.9 1.8 1.8 2.1 2.4 2.5 0.8 -0.5 0.4 -0.5 0.2 1.9 1.9 0.6 -1.5 -1.5 16.3 16.8 19.2 18.0 19.5 20.9 21.1 20.9 20.3 22.0

然后用模拟的方法产生10个正态随机数,作为误差项,见表第3行。然后再由回归模型yi102xi13xi2i计算出10个yi值,见表第4行。现在假设回归

ˆ=, 系数与误差项是未知的,用普通最小二乘法求回归系数的估计得：0ˆ=,ˆ=,而原模型的参数=10,=2,=3看来相差太大。计算x1，x2的样本12021相关系数得r12=,表明x1与x2之间高度相关。通过这个例子可以看到解释变量之间高度相关时，普通最小二乘估计明显变坏。 二、岭回归的定义

当自变量间存在多重共线性,|X设想给XX|0时，X加上一个正常数矩阵

kI(k>0)那么XX+kI接近奇异的程度就会比XX接近奇异的程度小得多。考虑到变量的量纲问题，先要对数据标准化，标准化后的设计矩阵仍用X表示，定义

ˆ(k)(XXkI)1Xy称为的岭回归估计，其中，k称为岭参数。由于假设X已经标准化，所以XX就是自变量样本相关阵。y可以标准化也可以未标准化，

1

ˆ(k)作为的估如果y也经过标准化，那么计算的实际是标准化岭回归估计。ˆ稳定，当k=0时的岭回归估计ˆ(0)就是普通的最小二乘计应比最小二乘估计ˆ(k)实际是回归估计。因为岭参数k不是唯一确定的，所以得到的岭回归估计参数的一个估计族。 三、岭回归估计的性质

ˆ(k)是回归参数的有偏估计。 性质1，ˆ(k)]E((XXkI)1Xy)(XXkI)1XE(y)(XXkI)1XX显然证明：E[ˆ(0)]ˆ；当k0时，ˆ(k)是的有偏估计。 只有当k=0时，E[ˆ(k)=(XXkI)1Xy是最小二性质2，在认为岭参数k是与y无关的常数时，ˆ的一个线性变换。也是yˆ的线性函数。 乘估计ˆ(k)(XXkI)1Xy(XXkI)1XX(XX)1Xy(XXkI)1XXˆ 证明：ˆ(k)ˆ。 ˆ0，总有性质3，对任意k>0，ˆ(k)看看成由ˆ进行某这里•是向量的模，等于向量各分量的平方和。这个性质表明ˆ(k)的表达式可以看到，ˆ(k)0，ˆ(k)化种向原点的压缩。从当k时，即为零向量。

ˆ(k)]MSE(ˆ)。性质4，以MSE表示估计向量的均方误差，则存在k>0，使得MSE[

四、岭迹分析

ˆ(k)是k的函数，在平面坐标系上把函当岭参数k在（0，）内变化时，ˆ(k)描画出来，画出的曲线称为岭迹。 数2

v1.0 可编辑可修改

ˆ(0)=ˆ>0，且比较大。从古典回归分析的观点看，应将xj看作是在图a中，jjˆ(k)的图形显示出相当的不稳定，当k从零开始略对y有重要影响的因素。但jˆ(k)显著地下降，而且迅速趋于零，因而失去预测能力。从岭回归增加时， j的观点看，xj对y不起重要作用，甚至可以去掉这个变量。

ˆ=ˆ(0)>0，但很接近0。从古典回归分析看，xj对y的作用不大。在图b中，jjˆ(0)骤然变为负值，从岭回归观点看，xj对y有显著影响。 但随着k略增加，jˆ=ˆ(0)>0，说明xj还比较显著，但当k增加时，迅速下降，且稳在图c中，jj定为负值，从古典回归分析看xj对y有正影响的显著因素，而从岭回归分析角度看，xj要被看作是对y有负影响的因素。

ˆ(k)和ˆ(k)都很不稳定，但其和却大体上稳定。这种情况往往发在图d中，12生在自变量x1和x2的相关性很大的场合，即x1和x2之间存在多重共线性的情形。因此，从变量选择的观点看，两者只要保存一个就够了。这种情况可用来解释某些回归系数估计的符号不合理的情形，从实际观点看，1和2不应该有相反符

3

号。岭回归分析的结果对这一点提供了解释。

从全局考虑，岭迹分析可用来估计在某一具体实例中最小二乘估计是否适用，把所有回归系数的岭迹都描在一张图上，如果这些岭迹线“不稳定度”很大，整个系统呈现比较“乱”的局面，往往就会怀疑最小二乘估计是否很好地反映了真实情况。如图e那样。如果情况如图f那样，则对最小二乘估计可以有更大的信心。

五、岭参数k的选择

ˆ(k)）达到最小的k，最优k值依赖于岭参数选择的目的是要选择使MSE（未知参数和2。 1、岭迹法

岭迹法的直观考虑是，如果最小二乘估计看来有不合理之外，如估计值以及

ˆ(k)来加以一定程度的正负号不符合经济意义，希望能通过采用适当的岭估计改善，岭参数k值的选择就是尤为重要。选择k值的一般原则是： （1）各回归系数的岭估计基本稳定；

（2）用最小二乘估计时符号不合理的回归系数，其岭估计的符号变得合理。 （3）回归系数没有不合乎经济意义的绝对值； （4）残差平方和增大不太多。

岭迹法与传统的基于残差方法相比，在概念上来说是完全不同的，岭迹法对于分析各变量之间的作用和关系是有帮助的。 2、方差扩大因子法

应用方差扩大因子法选择k的经验做法是：选择k使所有方差扩大因子

ˆ(k)就会相对稳定。 cjj10，当cjj10时，所对应的k值的岭估计3、由残差平方和来确定k值

ˆ(k)在减小均方误差的同时增大了残差平方和，岭估计我们希望岭回归的残

差平方和SSE(k)的增加幅度控制在一定的限度以内，从而可以给定一个大于1

4

的c值，要求SSE(k)cSSE,寻找使该式成立的最大的k值。 六、用岭回归选择变量 岭回归选择变量的原则：

1、在岭回归的计算中，假定设计矩阵X已经中心化和标准化了，这样可以直接比较标准化岭回归系数的大小。可以剔除掉标准化岭回归系数比较稳定且绝对值很小的自变量。

2、当k值较小时，标准化岭回归系数的绝对值并不是很小，但是不稳定，随着k的增加迅速趋于零，像这样岭回归系数不稳定，震动趋于零的自变量可以予以剔除。

3.去掉标准化岭回归系数很不稳定的自变量。如果有若干个岭回归系数不稳定，究竟去掉几个，去掉哪几个，这并无一般原则可循，这需根据去掉某个变量后重新进行岭回归分析的效果来确定。 七、实例分析——用岭回归选择变量

例1：空气污染问题，研究死亡率与空气污染、气候以及社会经济状况等因素的关系。考虑了15个解释变量，收集了60组样本数据。 x1— 平均年降雨量；x2—1月份平均气温；x3—7月份平均气温 x4— 年龄65岁以上的人口占总人口的百分比；x5—每家人口数 x6— 年龄在22岁以上的人受教育年限的中位数 x7—住房符合标准的家庭比例数；x8—每平方公里人口数 x9—非白种人占总人口的比例；x10—白领阶层人口比例

x11— 收入在3000美元以下的家庭比例；x12—碳氢化合物的相对污染势 x13—氮氧化合物的相对污染势；x14—二氧化硫的相对污染势 x15—年平均相对湿度；y—每十万人中的死亡人数

这个问题收集了60组样本数据。根据样本数据，计算XX的15个特征根为： ，，，， ，, ，，

5

v1.0 可编辑可修改 ，，，，

后面两个特征根很快接近零，由条件数可知：kjmj115=，说明设计矩阵X含较严重的多重共线性。

进行岭迹分析，把15个回归系数的岭迹绘成下图，从图中看到，当k=时，岭迹大体上达到稳定。按照岭迹法，应取k=。若用方差扩大因子法，当k在~时，方差扩大因子小于10，故应在此范围选取k，由此可以看到不同的方法选取的k值是不同的。

在用岭回归进行变量选择时，因为从岭迹看到自变量x4,x7,x10,x11和x15有较稳定且绝对值较小的岭回归系数，根据变量选择的第一条原则，这些自变量可以去掉。又因为，自变量x12和x13的岭回归系数很不稳定，且随着k的增加很快趋于零，根据上面的第二条原则这些自变量也应该去掉。还可根据第三条原则去掉变量x3,x5。这个问题最后剩的变量是x1,x2,x6,x8,x9,x14即可用这些自变量去建立一个回归方程。

例2.本例共有10个自变量，X已经中心化和标准化了，XX的特征根为：

6

v1.0 可编辑可修改 ，，，，， ，，，，

最后一个特征根10=,较接近于零k110,条件数k=<10从条件数的角度看，似乎设计矩阵X没有多重共线性。但下面的研究表明，作岭回归还是必要的。关于条件数，这里附带说明它的一个缺陷，就是当XX所有特征根都较小时，虽然条件数不大，但多重共线性却存在。

ˆ(k)，画出岭迹，如下图所示，从图下面作岭回归分析。对15个k值算出ˆ(k)中可以看到，最小二乘估计的稳定性很差，这反映在当k与0略有偏离时，ˆ=ˆ(0)就有较大的差距，特别是|ˆ|和|ˆ|下降最多。当k从0上升到时，与56ˆ(0)的59%，而在正交设计的情形只下降17%。这些现象在直观ˆ(k)下降到ˆ是否反映了的真实情况。 上就使人怀疑最小二乘估计22

ˆ为负回归系数中绝对值最大的，另外，因素x5的回归系数的最小二乘估计5ˆ(k)迅速上升且变为正的，与此相反，对因素x6，ˆ为正的，但当k增加时，56ˆ(k)迅速下降。再考虑到x5，x6样本相关系且绝对值最大，但当k增加时，6数达到，因此这两个因素可近似地合并为一个因素。

ˆ绝对值偏高，当k增加时，ˆ(k)很快接近于再看x7，它的回归系数估计777

v1.0 可编辑可修改 0，这意味着x7实际上对y无多大影响。至于x1，其回归系数的最小二乘估计

ˆ(k)|首先迅速上升，成为对因变量有负绝对值看来有点偏低，当k增加时，|1ˆ(k)|稳定地缓慢趋于零。这意味着，影响的最重要的自变量。当k较大时，|1通常的最小二乘估计对x1的重要性估计过低了。

ˆ(k)已大体上趋于稳定，因此，从整体上看，当k达到～的范围时，各个jˆ(k)和ˆ(k)当k在这区间上取一个k值作岭回归可能得到较好的效果。本例中57从0略增加时，很快趋于0，于是它们很自然是应该剔除的。去掉它们之后，重作岭回归分析，岭迹基本稳定。因此去掉x5和x7是合理的。 八、实例分析——用岭回归处理多重共线性问题

（注！如果希望回归方程中保留一些自变量，那么岭回归方法是很有用的方法。）

例：用岭回归方法处理民航客运数据的多重共线性问题。

8