Линейная регрессия (англ. Linear regression) — используемая в статистике регрессионная модель зависимости одной (объясняемой, зависимой) переменной ${\displaystyle y}$ от другой или нескольких других переменных (факторов, регрессоров, независимых переменных) ${\displaystyle x}$ с линейной функцией зависимости.

Модель линейной регрессии является часто используемой и наиболее изученной в эконометрике. А именно изучены свойства оценок параметров, получаемых различными методами при предположениях о вероятностных характеристиках факторов, и случайных ошибок модели. Предельные (асимптотические) свойства оценок нелинейных моделей также выводятся исходя из аппроксимации последних линейными моделями. С эконометрической точки зрения более важное значение имеет линейность по параметрам, чем линейность по факторам модели.

Регрессионная модель

${\displaystyle y=f(x,b)+\varepsilon ,}$

где ${\displaystyle b}$ — параметры модели, ${\displaystyle \varepsilon }$ — случайная ошибка модели; называется линейной регрессией, если функция регрессии ${\displaystyle f(x,b)}$ имеет вид

${\displaystyle f(x,b)=b_{0}+b_{1}x_{1}+b_{2}x_{2}+...+b_{k}x_{k}}$,

где ${\displaystyle b_{j}}$ — параметры (коэффициенты) регрессии, ${\displaystyle x_{j}}$ — регрессоры (факторы модели), k — количество факторов модели^[1].

Коэффициенты линейной регрессии показывают скорость изменения зависимой переменной по данному фактору, при фиксированных остальных факторах (в линейной модели эта скорость постоянна):

${\displaystyle \forall j\quad ~b_{j}={\frac {\partial f}{\partial x_{j}}}=const}$

Параметр ${\displaystyle b_{0}}$, при котором нет факторов, называют часто константой. Формально — это значение функции при нулевом значении всех факторов. Для аналитических целей удобно считать, что константа — это параметр при «факторе», равном 1 (или другой произвольной постоянной, поэтому константой называют также и этот «фактор»). В таком случае, если перенумеровать факторы и параметры исходной модели с учетом этого (оставив обозначение общего количества факторов — k), то линейную функцию регрессии можно записать в следующем виде, формально не содержащем константу:

${\displaystyle f(x,b)=b_{1}x_{1}+b_{2}x_{2}+\ldots +b_{k}x_{k}=\sum _{j=1}^{k}b_{j}x_{j}=x^{T}b}$,

где ${\displaystyle x^{T}=(x_{1},x_{2},...,x_{k})}$ — вектор регрессоров, ${\displaystyle b=(b_{1},b_{2},\ldots ,b_{k})^{T}}$ — вектор-столбец параметров (коэффициентов).

Линейная модель может быть как с константой, так и без константы. Тогда в этом представлении первый фактор либо равен единице, либо является обычным фактором соответственно.

В частном случае, когда фактор единственный (без учёта константы), говорят о парной или простейшей линейной регрессии:

${\displaystyle y_{t}=a+bx_{t}+\varepsilon _{t}}$

Когда количество факторов (без учёта константы) больше одного, то говорят о множественной регрессии:

${\displaystyle Y=b_{0}+b_{1}x_{i1}+...+b_{j}x_{ij}+...+b_{k}x_{ik}+e_{i}}$

${\displaystyle TC=FC+VC=FC+v\cdot Q}$

• ${\displaystyle TC}$ — общие затраты
• ${\displaystyle FC}$ — постоянные затраты (не зависящие от объёма производства)
• ${\displaystyle VC}$ — переменные затраты, пропорциональные объёму производства
• ${\displaystyle v}$ — удельные или средние (на единицу продукции) переменные затраты
• ${\displaystyle Q}$ — объём производства.

${\displaystyle C=a+bY+\varepsilon }$

• ${\displaystyle C}$ — потребительские расходы
• ${\displaystyle Y}$ — располагаемый доход
• ${\displaystyle b}$ — «предельная склонность к потреблению»
• ${\displaystyle a}$ — автономное (не зависящее от дохода) потребление.

Пусть дана выборка объёмом n наблюдений переменных y и x. Обозначим t — номер наблюдения в выборке. Тогда ${\displaystyle y_{t}}$ — значение переменной y в t-м наблюдении, ${\displaystyle x_{tj}}$ — значение j-го фактора в t-м наблюдении. Соответственно, ${\displaystyle x_{t}^{T}=(x_{t1},x_{t2},...,x_{tk})}$ — вектор регрессоров в t-м наблюдении. Тогда линейная регрессионная зависимость имеет место в каждом наблюдении:

${\displaystyle y_{t}=b_{1}x_{t1}+b_{2}x_{t2}+...+b_{k}x_{tk}=\sum _{j=1}^{k}b_{j}x_{tj}=x_{t}^{T}b+\varepsilon _{t}~,~E(\varepsilon _{t})=0~,~t=1..n}$

Введём обозначения:

${\displaystyle y={\begin{pmatrix}y_{1}\\y_{2}\\...\\y_{n}\\\end{pmatrix}}}$ — вектор наблюдений зависимой переменой y

${\displaystyle X={\begin{pmatrix}x_{11}&x_{12}&...&x_{1k}\\x_{21}&x_{22}&...&x_{2k}\\...\\x_{n1}&x_{n2}&...&x_{nk}\\\end{pmatrix}}}$ — матрица факторов.

${\displaystyle \varepsilon ={\begin{pmatrix}\varepsilon _{1}\\\varepsilon _{2}\\...\\\varepsilon _{n}\\\end{pmatrix}}}$ — вектор случайных ошибок.

Тогда модель линейной регрессии можно представить в матричной форме:

${\displaystyle y=Xb+\varepsilon }$

В классической линейной регрессии предполагается, что наряду со стандартным условием ${\displaystyle E(\varepsilon _{t})=0}$ выполнены также следующие предположения (условия Гаусса — Маркова):

1. Гомоскедастичность (постоянная или одинаковая дисперсия) или отсутствие гетероскедастичности случайных ошибок модели: ${\displaystyle V(\varepsilon _{t})=\sigma ^{2}=const}$
2. Отсутствие автокорреляции случайных ошибок: ${\displaystyle \forall i,j,~i\not =j~~cov(\varepsilon _{i},\varepsilon _{j})=0}$

Данные предположения в матричном представлении модели формулируются в виде одного предположения о структуре ковариационной матрицы вектора случайных ошибок: ${\displaystyle V(\varepsilon )=\sigma ^{2}I_{n}}$

Помимо указанных предположений, в классической модели факторы предполагаются детерминированными (нестохастическими). Кроме того, формально требуется, чтобы матрица ${\displaystyle X}$ имела полный ранг (${\displaystyle k}$), то есть предполагается, что отсутствует полная коллинеарность факторов.

При выполнении классических предположений обычный метод наименьших квадратов позволяет получить достаточно качественные оценки параметров модели, а именно: они являются несмещёнными, состоятельными и наиболее эффективными оценками.

• Метод наименьших квадратов
• Обобщенный метод наименьших квадратов
• Метод инструментальных переменных
• Метод максимального правдоподобия
• Метод моментов
• Обобщенный метод моментов
• Квантильная регрессия

• Регрессионный анализ

• Демиденко Е. З. Линейная и нелинейная регрессия. — М.: Финансы и статистика, 1981. — 302 с.
• Себер Дж. Линейный регрессионный анализ. — М.: Мир, 1980. — 456 с. — 13 700 экз.

В статье не хватает ссылок на источники (см. рекомендации по поиску). Информация должна быть проверяема, иначе она может быть удалена. Вы можете отредактировать статью, добавив ссылки на авторитетные источники в виде сносок. (19 июня 2016)