Enunciado

Uma investigação foi realizada para estudar a relação entre a velocidade (pés/s) e a taxa de passadas largas (número de passos por segundo) entre os corredores de maratona do sexo feminino. As quantidades resultantes incluem n 11 (velocidade) 205,4, (velocidade)2 3880,08, (taxa) 35,16, (taxa)2 112,681 e (velocidade)(taxa) 660,130. a. Calcule a equação da reta dos mínimos quadrados que você usaria para prever a taxa de passadas largas com base na velocidade. b. Calcule a equação da reta dos mínimos quadrados que você usaria para prever a velocidade com base na taxa de passadas largas. c. Calcule o coeficiente de determinação da regressão da taxa de passadas largas sobre a velocidade do item (a) e o da regressão da velocidade sobre a taxa de passadas largas do item (b). Como eles estão relacionados?

Passo 1

  1. O gráfico sugere que um modelo de regressão linear simples ajusta os dados; assim, estime os parâmetros usando o método dos mínimos quadrados
  2. A estimativa de mínimos quadrados da inclinação no modelo de regressão linear simples é

    b 1 = β ^ 1 = ∑ x i - x ¯ ( y i - y ¯ ) ∑ ( x i - x ¯ ) ² = S x y S x x

    S X y = ∑ x i y i - 1 n ∑ x i ∑ y i

    S x x = ∑ x i 2 - 1 n ∑ x i 2

    β ^ 0 = y ¯ - β ^ 1 x ¯

    As seguintes somas são necessárias para calcular as estimativas de mínimos quadrados

    S X y = ∑ x i y i - 1 n ∑ x i ∑ y i

    = 32405.4 - 1 9 ∙ 1907 ∙ 81.2

    = 15200.022

    S x x = ∑ x i 2 - 1 n ∑ x i 2

    = 752535 - 1 9 ∙ 1907 ²

    = 348462.889

    Usando os resultados obtidos temos que

    β ^ 1 = S x y S x x = 152000.022 348462.889 = 0.0436

    Encontrando y ¯ e x ¯ usando as somas dadas no exercício, a estimativa do intercepto é

    β ^ 0 = y ¯ - β ^ 1 x ¯

    = 1 9 ∙ 81.2 - 0.0436 ∙ 1 9 1907

    = - 0.2204

    y ^ = - 0.2204 + 0.0436 x

    O teste de uso é o teste de utilidade do modelo.

    Ao testar H 0   : β 1 = β _ 10 contra uma das alternativas, o valor da estatística de teste é

    t = β ^ 1 -   β 10 s _ β ^ 1

    Dependendo da hipótese alternativa, o valor P pode ser determinado como área correspondente sob t n - 2 . O teste de utilidade do modelo:

    H 0 : β 1 = 0   v s   H a   : β 1 ≠ 0

    A variância e o desvio padrão do estimador   β ^ 1 são

    Ao estimar o desvio padrão σ com s você obtém estimativa de σ β ^ 1

    s β ^ 1 = s S x x

    A soma dos quadrados dos erros, SSE, é

    S S E = ∑ y i - y i ^ 2 = ∑ [ y i - ( β ^ 0 + β ^ 1 x i )   ] ²  

    A fórmula computacional para SSE é

    S S E = ∑ y i 2 - β ^ 0 ∑ y i - β ^ 1 ∑ x i y i = S y y - β ^ 1 S x y

    A estimativa do desvio padrão σ é

    σ ^ = s = S S E n - 2

    Passo 2

    Pela fórmula computacional, o valor de SSE é

    A estimativa do desvio padrão do estimador   β ^ 1 é

    s β ^ 1 = s S x x = 2.0244 348462.889 = 0.003429

    Portanto, o valor da estatística de teste é

    t = 0.0436 - 0 0.003429 = 12.7195

    O valor P é a área correspondente sob o t 7 curva

    P = 2 P T > t = 0.00

    que foi calculado por meio de um software. Finalmente, desde

    P = 0.00 < 0.01 = α

    Rejeitamos a hipótese nula em determinado nível de significância ou qualquer nível de significância razoável. Existe uma relação significativa entre as duas variáveis

  3. A variância de uma variável aleatória   Y ^ é
  4. V Y ^ = σ ^ Y ^ 2 = σ 2 1 n + x * - x ¯ 2 ∑ x i 2 - ∑ x i 2 n = σ 1 n + x * - x ¯ 2 S x x

    O desvio padrão é a raiz quadrada da expressão. Ao substituir (estimar) σ por s você obtém a estimativa da variância e/ou desvio padrão da variável aleatória   Y ^ .

    O valor de   y ^ quando x * = 400 é

    y ^ = β ^ 0 + β ^ 1 x * = - 0.220 + 0.0436 ∙ 400

    = 17.2277

    Passo 3

    Intervalo de previsão

    é um intervalo de previsão 100 1 - α % para uma observação futura Y, quando x   =   x * .

    Os valores necessários para calcular um intervalo de previsão de 95% podem ser encontrados em (a); assim, um intervalo de previsão de 95% quando x * =   400 é

    O intervalo de previsão é bastante amplo; o valor não pode ser previsto bem

  5. O valor deve afetar a análise. A melhor maneira de verificar isso é calcular a linha de regressão sem o maior valor, comparar os desvios padrão estimados e deve-se comparar o coeficiente de determinações de ambos os modelos

As seguintes somas são necessárias para calcular as estimativas de mínimos quadrados

Agora podemos encontrar outros valores;

Podemos agora finalmente estimar a inclinação

β ^ 1 = S x y S x x = 2008.188 58013.875 = 0.0346

Encontrando y ¯ e x ¯ usando as somas dadas no exercício, a estimativa do intercepto é

β ^ 0 = y ¯ - β ^ 1 x ¯

= 1 8 ∙ 49.1 - 0.0346 ∙ 1 8 1187

= 1.0014

y ^ = 1.0014 + 0.0346 x

Obviamente, a linha de regressão mudou. Vamos ver como a estimativa do desvio padrão muda. Pela fórmula computacional, o valor de SSE é

Portanto, a estimativa de σ é

s = S S E n - 2 = 23.0441 6 = 1.9598

Assim, com o valor incluído, o desvio padrão estimado é 2.0244, que é maior do que quando o valor foi excluído. Por fim, verifique o coeficiente de determinação que descreverá os modelos melhor

O coeficiente de correlação da amostra r é dado por

Para o primeiro modelo, o coeficiente de correlação amostral é

r = S x y S x x S y y = 15200.022 348462.889 691.716

= 0.98

o que significa que o coeficiente de determinação é

r 2 = 0.98 2 = 0.96

Para o segundo modelo, o coeficiente de correlação amostral é

r = S x y S x x S y y = 2008.188 58013.875 92.559

= 0.87

o que significa que o coeficiente de determinação é

r 2 = 0 . 87 2 = 0 . 75

O coeficiente de determinação (a proporção de observação) é maior para o primeiro modelo. A conclusão final é que a maior análise de efeitos de valor de uma forma enorme

Resposta

  1. y ^ = 1.694 + 0.08 x
  2. 11.956,22.499
  3. Análise de efeitos

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