Hatırlatmalar: Model: Y X

Transkript

1 Hatırlatmalar: Model: Y X 4. Ders Varsayımların Sınanması Aykırı Değerler ve Etkin Gözlemler = β + ε, ( rank( X : n p) = p) Parametre kümesi: Θ= {( βσ, ) : β R p, σ > 0} Varsayım: A) Eε = Covε = σ I (küçük örneklemlerde hipotez testi yapılamaz) veya ( ) 0, ( ) n B) ε (0, σ ) (hipotez testi modeli) N I n Parametre Tahmini: βˆ = ( ) = σˆ 1 + X X X Y X Y ( Y Xβˆ ) ( Y Xβˆ ) 1 1 AKT = = Y ( I X ( X ' X ) X ') Y= n p n p n p Hipotez Testi: {( βσ, ) : β R p, σ (0, )} Θ= ve H, q p mertebeli, rankı q olan verilmiş bir matris ve h, q 1 boyutlu verilmiş bir vektör olmak üzere, olsun. { βσ β R p σ Hβ h} Θ 0 = (, ) :, (0, ), = Θ H : Hβ= h H : β Θ H1: Hβ h H1 : β Θ 0 hipotezleri için olabilirlik oranı test fonksiyonu aşağıdadır. H 0 hipotezi doğru olduğunda, dır. 1 1 ˆ ( β β) H H ( X X ) H ( ˆ Hβ β) n p W ( Y ) =. F 1 Y ( I X ( X ' X ) X ') Y q H : H h ( rank( H ) q) 0 ( q, n p) β= = hipotezi altındaki indirgenmiş modelde σ en çok olabilirlik (yansızlık düzeltmesi yapılmış) tahmin edicisine bağlı olarak, ˆω ( n p+ q) σˆ ( ) ˆ ω n pσ n p W ( Y ) =. F ( n p) σˆ q ( q, n p) yazılabilir. ( AKT AKT ) / q Đndirgenmiş Model W ( Y ) = F AKT / ( n p) ( q, n p)

2 Varsayımların Sınanması Genel olarak, Y = X β + ε modeli için varsayımlar: 1) E( ε ) = 0 yani i = 1,,..., n için E( ε ) = 0, ) ε1 ε,,..., n ε ler bağımsız, i 3) ε1, ε,..., ε n lerin her biri σ varyanslı, 4) ε1 ε,,..., n ε lerin her biri normal dağılıma sahip, dır. Parametreler için nokta tahmin, güven aralığı, hipotez testi gibi istatistiksel sonuç çıkarımların doğruluk derecesi varsayımların geçerli olup olmadığına bağlı olduğu açıktır. Bu varsayımlar uygulamalarda sağlanmayabilir. Đrdeleme sonucunda, varsayımlardan birinin ya da daha çoğunun aykırılığına karar verilirse aşağıdaki yollardan biri izlenebilir. a) Dağılımdan bağımsız istatistiksel sonuç çıkarma yöntemlerini kullanmak. b) Eğer mümkün ise bir (yada daha çok) varsayımın aykırı bir durum gösterdiğinde doğru varsayımın ne olduğuna karar verip bu yeni varsayım altında geçerli olan yöntemi kullanmak. Örneğin ε i nin ( i = 1,,..., n) normal dağılım yerine başka bir dağılıma sahip olduğu belirlenmiş ise bu dağılım için parametre tahmini veya hipotez testini yürütmek gerekir. ε1, ε,..., ε n lerin bağımsız olmadıklan ve aralarında bilinmeyen ancak sabit bir korelasyon ( ρ ) olduğu belirlenmiş ise yeni varsayımı içeren geçerli istatistiksel sonuç çıkarım yöntemini kullanmak gerekir. c) Mümkünse tüm varsayımlar (4 tane) sağlanacak şekilde veriler üzerinde uygun dönüşüm yapmak veya açık bir şekilde yanlış ölçümler varsa bu gözlemleri çıkarmak. d) Varsayımlardan geçerli olmayanları ihmal ederek tüm varsayımlar sağlanıyormuş gibi işlemlere devam etmek.

3 Varsayımlar gözlenemeyen ε geçerliliğinin sınanması, hata vektörü ile ilgilidir. Bu varsayımların ε = Y X β olmak üzere, artıkların (residuals) vektörü denen, r = Y Yˆ = Y X ˆ β ( ( ' ) 1 ') = I X X X X Y = ( I H ) Y vektörü ile yapılmaktadır. Y vektörü, bağımlı değişken ile ilgili gözlemlerin vektörü olmak üzere, Yˆ ( Yˆ = X ˆ β ) vektöründeki değerlere uydurulan değerler (fitted values) denir. modeli için, dır ve Y = X β + ε, ε N(0, σ I) ( 0, ( ( ' ) 1 σ ') ) r N I X X X X [ ] [ ] Cov( ˆ β, r) = E ˆ β r E ˆ β E r 1 1 = E ( X ' X ) X ' YY ( I X ( X ' X ) X ') 1 1 = ( X ' X ) X ' E YY ( I X ( X ' X ) X ') 1 1 = σ ( X ' X ) X '( I X ( X ' X ) X ') = 0 p n olup, r ile ˆβ bağımsızdır. 1 = matrisi özel bir öneme sahiptir. = ( ) olmak üzere, H X ( X ' X ) X ' H h ij n n dır. ( ) r = I H Y r = (1 h ) Y + h Y, i = 1,,..., n i i ij j j= 1,,..., n j i i = σ h i j = σ hij Var( r ) (1 ) Cov( r, r )

4 Varsayımların sağlanıp sağlanmadığının araştırılması Artık Analizi ile yapılabilir. * Birinci varsayım hatanın beklenen değerinin sıfır olması ile ilgilidir. Örneğin bir araştırmacı modelin, Yi = β0 + β1 Xi + εi, i = 1,,..., n, E( εi ) = 0 olduğunu kabul etsin, fakat gerçek model, i β β i β i i i Y = 0 + 1X + X + u, i = 1,,..., n, E( u ) = 0 olsun. Bu takdirde, kabul edilen modelde, i i i i E( ε ) = E( β X + u ) = β X, i = 1,,..., n olup, ε i nin beklenen değeri sıfır değildir. Kabul edilen model Yi = β0 + β1 Xi + εi, i = 1,,..., n, E( εi ) = 0 için, r = Y ˆ β ˆ β X, i = 1,,..., n i i 0 1 i olmak üzere, bu model geçerli ise artıklar için E( r i ) = 0 dır. Diğer model geçerli ise E( r ) = β X i i dır. Artıkların serpilme diyagramında, xi, i = 1,,..., n gözlemlerine karşılık iki boyutlu bir koordinat sisteminin ordinatında ri, i = 1,,..., n artıkları işaretlenirse, kabul edilen model geçerli olduğunda, absis etrafında gelişigüzel bir serpilme ortaya çıkacaktır. Diğer model geçerli ise artıkların serpilme diyagramı absis etrafında gelişigüzel olmayıp, modele karesel terim katılmasına işaret edecektir. Böyle bir terimin modele eklenmesinden sonra β katsayısının sıfıra eşit olup olmadığının test edilmesi gerekecektir. Basit Lineer Model için yapılan bu açıklamalar genel halde de geçerlidir.

5 >> epsilon=randn(15,1); >> x=[ ]'; >> Y=10+5*x+x.^+epsilon; >> X=[ones(15,1) x x.^] X = >> [B,BINT,R] = REGRESS(Y,X) B = BINT = R = (Katsayı tahminleri) (Katsayılar için Güven Aralıkları) (Artıklar)

6 >> plot(x,r,'.') Artıklar absis (y=0) doğrusu etrafında gelişigüzel serpilmiş olup, her hangi bir olumsuzluk göze çarpmamaktadır. >> figure; plot(x,y,'.') Bu veri için, Yi = β0 + β1 Xi + εi, i = 1,,..., n, E( εi ) = 0 gibi bir modelin geçerli olduğunu düşünseydik. >> [beta, guv_ar, artiklar] = REGRESS(Y,[ones(15,1) x]) beta = guv_ar = (Aralık sıfırı içeriyor!) artiklar = >> R= artiklar; figure ; plot(x,r,'.') Artıkların serpilmesi iyi değil.

7 Önce sabit terimi modelden kaldıralım. >> [beta, guvenaralığı, artiklar] = REGRESS(Y,x) beta = guvenaralığı = artiklar = >> R= artiklar; figure ; plot(x,r,'.') Artıklar, parabolik serpilmenin önüne geçecek bir terimin modele alınmasını önermektedir.

8 * Đkinci varsayım hata terimlerinin bağımsızlığı ile ilgilidir. Bu varsayımın geçerliliğini sınamak için artıklara run testi uygulanabilir. Artıklar gözlem sırasına göre dizildiğinde her hangi gecikmeli ilişkinin varlığı bağımsızlığın bozulduğu anlamına gelmektedir. Bunun ortaya çıkarılması zaman serilerindeki gibi yapılır. Birçok Lineer Model uygulamasında hata terimi ile ilgili bağımsızlık varsayımı yerinde ε1, ε,..., ε n lerin ilişkisiz olması varsayımı konmaktadır. Bir gecikmeli serisel korelasyonun olup olmadığı Durbin-Watson testi ile yapılmakta ve paket programlarda yer almaktadır. * Üçüncü varsayım hataların varyanslarınınn eşit olmasıdır. Bu varsayımın geçerliliğini sınamak için kabaca artıkların serpilme diyagramındaki şerit genişliğinin değişimine bakılabilir veya ilgili testler (aynı tasarım noktasında çok gözlem olduğunda Bartlett testi) uygulanabilir. * Dördüncü varsayım hataların normal dağılıma sahip olmasıdır. Bununla ilgili olarak, artıklara normal dağılıma uyumluluk testleri uygulanabilir veya normal dağılıma uyumluluk, histogram gibi görsel istatistiklerle sınanabilir. Varsayımların geçerliliğinin sınanması artıkların analizine dayanmaktadır. Artıkların hatalar için bir örneklem yani hataların gözlenen değerleri olmadıklarını belirtelim. Bir varsayımın geçerli olmadığı ortaya çıktığında bunun yerini neyin alacağı da açık değildir. Ayrıca bazı varsayımların geçerliliğini sınamada başka varsayımlar yapıldığını da vurgulayalım. Her şeye rağmen Lineer Model uygulamalarında artık analizi çok iyi sonuçlar vermekte ve mutlaka yapılması gerekmektedir. Artıklar aykırı değer (outlier) incelemesinde de öne çıkmaktadır.

9 Artıklar: * Alışılmış Artıklar 1 ( ) r = Y Yˆ = Y X ˆ β = I X ( X ' X ) X ' Y E( r) = 0, Cov( r) = σ ( I H ) * Normlanmış Artıklar norm 1 1 r = r = r r r ' r * Standartlaştırılmış Artıklar standart 1 r ' r AKT ri = ri, i = 1,,..., n ( ˆ σ = = ) ˆ σ n p n p * Đçsel Studentleştirilmiş Artıklar (Internally Studentized Residuals) 1 1 r ' r AKT e = r = r, i = 1,,..., n ( ˆ σ = = ) n p n p i ˆ σ (1 h ) i ˆ σ 1 h i * Dışsal Studentleştirilmiş Artıklar (Externeally Studentized Residuals) 1 1 e = r = r, i = 1,,..., n i * ˆ σ ˆ ( )(1 ) i ( ) 1 i i h σ i h Buradaki ˆ σ ( i ) değeri modelde i. gözlem çıkartıldıktan sonra Y( i), X( i) gözlemlerine dayalı olarak elde edilen değerdir. ve ( ' ) ( ) 1 ( i) = '( i) ( i) ( i) ( i) H X X X X Y ' ( i) I H( i) Y( i) ˆ σ ( i) =, i = 1,,..., n n p 1 olsun. ˆ β = ( ' ) 1 X X X Y ( i) ( i) ( i) ( i) ( i) Yˆ = X ˆ β + X ˆ β X ˆ β i( i) i1 1( i) i ( i) ip p( i) * PRESS Artıkları (Prediction Sum of Squares Residuals) dır. ˆ ri ri ( i) = Yi Yi ( i) =, i = 1,,..., n 1 h n ( PRESS ( Y ˆ i Yi ( i) ) ri = = 1 h ) i= 1 i= 1 n

10 Aykırı Değerler(Outliers) Modele uyumda aykırılık gösteren gözlemlerin (bu modelde bulunmaları şüphe taşıyan gözlemlerin) tespiti için doğal bir teşhis ölçütü, ˆ ri ri ( i) = Yi Yi ( i) =, i = 1,,..., n 1 h PRESS Artıkları olmaktadır. Diğer artıklar da aykırı değerleri teşhis edebilmektedir. ve ( i i ) σ Var r ( ) =, i = 1,,..., n 1 h olmak üzere, r i( i) i Var r ( i( i) ) r =, i = 1,,..., n σ 1 h r ˆ i Yi Yi r ' r AKT ei = =, i = 1,,..., n ( ˆ σ = = ) ˆ σ 1 h ˆ σ 1 h n p n p istatistiği, aynı zamanda Studentleştirilmiş Artık olmak üzere, aykırı değerlerin tespiti için doğal bir teşhis ölçütü olmaktadır. Studentleştirilmiş Artıklar yaklaşık olarak t- dağılımlıdırlar. Ordinat ekseninde artıklar olmak üzere, serpilme diyagramında -3 ile +3 değeri dışında bulunan noktalara karşılık gelen gözlemler aykırı değer olarak nitelendirilebilir. Bunun yanında, e max = max e i i olmak üzere, aykırı değer teşhisinde e max istatistiği için kritik değer, ( n p) F n p 1+ F α 1, n p 1 ; 1 n α 1, n p 1 ; 1 n dır. (S. Chatterjee and A.Hadi, (1987) Sensitivity Analysis in Linear Regression, John Wiley & Sons.) Aykırı değer, çok büyük e i r ˆ i Yi Yi = = ˆ σ 1 h ˆ σ 1 h artıklı değer olarak tanımlanabilir. Aykırı değerin varlığı, model yapısının yanlış olmasından, gözlem hatalarından, rasgelelikten kaynaklanabilir. Aykırı değerler sonuç çıkarımı olumsuz etkileyebilir. Model yapısından veya gözlem hatalarından kaynaklanıyorsa bunun düzeltilmesi veya atılması gerekir.

11 Yüksek-Kaldıraç Noktalar (High-Leverage Points) p Açıklayıcı değişkenlerin gözlem matrisi olan X matrisinin satırları p-boyutlu R uzayında noktalar olarak işaretlendiğinde, n tane noktanın bir serpilme diyagramı ortaya çıkmaktadır. Bu serpilme diyagramında veri merkezinden uzakta, veri bulutunun dışında olan noktalar yüksek-kaldıraç noktalar olarak isimlendirilmektedir. Yüksekkaldıraç noktalar H = X ( X ' X ) X ' matrisinde büyük h değerlerine sahip 1 noktalardır. n h = p olmak üzere, i= 1 h p > n olan gözlemler yüksek-kaldıraç noktaları olarak nitelendirilebilir. X = >> plot(x(:,),x(:,3),'.')

12 >> H=X*(X'*X)^(-1)*X' >> diag(h) ans = ( > = 0.4 ) Yüksek-kaldıraç noktalar, sadece X matrisinin satırlarının oluşturduğu gözlem noktaları (tasarım noktaları da diyebiliriz) ile ilgilidir. Kırmızı işaretli yüksek-kaldıraç noktaları X matrisindeki 10. ve 15. gözlemlerdir. Sağ üst köşedeki nokta bir yüksekkaldıraç noktası değildir. Bu X matrisindeki 13. gözem olup, h değeri dır. Đkinci gözlemin h değeri dır. Đkinci gözlem ile 13. gözlem önemli birer kaldıraç noktasıdır diyebiliriz. Modelde bir açıklayıcı değişken olması durumunda yüksek-kaldıraç noktalar, bu değişkenin ortalamadan sapmalar şeklindeki gözlem değerlerinin uç noktalarıdır. Yüksek-kaldıraç noktaları, üzerlerinde alınan bağımlı değişkene ait gözlemle birlikte p 1 R + de bir nokta olarak ele alındığında veri kümesinin içinde kaybolabilir. Yüksekkaldıraç noktaları aykırı gözlem olabilir veya olmayabilirler.

13 Etkin Gözlemler (Influential Observations) Etkin gözlem dendiğinde, bunun neyi etkilediği, yani bu gözlemin veri kümesinden çıkartılmasıyla neyin büyük ölçüde etkilendiğinin de belirtilmesi gerekir. Önemli bir etkinlik ölçütü Hampel tarafından önerilen etkinlik fonksiyonudur. Buna değinmeyeceğiz. Burada, bireysel parametre tahminleri veya bağımlı değişkenin tahmini (prediction) ile ilgili etkin gözlemlerden söz edilecektir. Aykırı değerler (aykırı gözlemler) gibi etkin gözlemler de Lineer Model çözümlemesinde (analizinde) önemli yer tutmaktadır. X matrisi Y >> regress(y,x) >> plot3(x(:,),x(:,3),y,'.'); grid on

14 >> plot (X(:,),X(:,3)) >>regress(y,x) >>regress(y_13,x_13) >> regress(y_,x_) >>regress(y_10,x_10) >> regress(y_15,x_15) >> regress(y_1,x_1) Yüksek-kaldıraç noktası olan 10. ve 13. gözlemler parametre tahmininde etkin gözlemlerdir. Đkinci ve 13. gözlem de etkin sayılabilir. Her gözlemin az da olsa bir etkisi söz konusudur. Çok etkili gözlemler yüksek-kaldıraç noktası olarak isimlendirilmektedir.

15 Basit Doğrusal Regresyonda Aykırı Değer, Yüksek-Kaldıraç Noktası ve Etkin Gözlemler X matrisi Y >> beta=regress(y,x) beta = >> plot(x(:,),y,'.') >> hold on >> plot(x(:,),x*beta,'r')

16 >> [beta guvar artik]=regress(y,x) beta = guvar = artik = >> plot(artik,. ) Studentleştirilmiş Artıklar: >> studart=(y-x*beta)./sqrt(s*(1-diag(x*(x'*x)^(-1)*x'))) studart =

17 Şimdi bu gözlemlerden üçüncüsünde, bağımlı değişken ile ilgili gözlemini 10 ile değiştirelim (gözlem hatası oluşsun). >>YY = >> beta=regress(y,x) beta = >>[beta guvar artik]=regress(yy,x) beta = guvar = artik = YY-X*beta

18 >> s=(yy-x*beta)'*(yy-x*beta)/(15-) s =.3838 >> studart=(yy-x*beta)./sqrt(s*(1-diag(x*(x'*x)^(-1)*x'))) studart = Yukarıdaki veriye bir Yüksek-Kaldıraç Noktası ekleyelim. >>XYK= [X ; 1 max(x(:,))+3] >> diag(xyk*(xyk'*xyk)^(-1)*xyk') >> diag(x*(x'*x)^(-1)*x') *** Bu gözlem Y değerine bağlı olarak etkin olabilir

19 Katsayı tahmini üzerinde en etkin gözlem hangisidir? X matrisi Y >> beta=regress(y,x) regress(y_1,x_1) regress(y_5,x_5) regress(y_9,x_9) regress(y_13,x_13) min regress(y_,x_) regress(y_6,x_6) regress(y_10,x_10) regress(y_14,x_14) regress(y_3,x_3) regress(y_7,x_7) max regress(y_11,x_11) regress(y_15,x_15) min max regress(y_4,x_4) regress(y_8,x_8) regress(y_1,x_1) Yeşil işaretli gözlemler sabit terimin tahmini üzerinde etkili. Kırmızı işaretli gözlemler X in katsayı tahmini üzerinde etkili.

20 Yüksek-kaldıraç noktalar sadece X matrisine (matrisindeki gözlem değerlerine) bağlıdırlar. Yüksek-kaldıraç noktaları genellikle etkin gözlemler olmakla birlikte, bazıları etkin gözlem olmayabilir. Yüksek-kaldıraç noktalar genellikle küçük artıklara sahip olma eğilimindedir. Etkin gözlemler hem Y vektörüne hem X matrisine bağlıdırlar. Etkin gözlemler aykırı gözlem olmak zorunda değil. Aykırı gözlemler de etkin gözlem olmak zorunda değil. Kaldıraç ve etkin gözlemlerin teşhisinde Mahalonobis uzaklığı gibi birçok uzaklık ölçütü de söz konusudur. Mahalonobis Uzaklığı X matrisinin sütünlar üzerinden ortalamadan sapmalar şeklindeki matrisi * * X olsun. X matrisinde birlerden oluşan bir sütün bulunduğunda X, bu sütun dışındaki sütunlardan oluşan matrisin ortalamadan sapmalar şeklindeki matristir. * 1 = n n n X ( I 1 ) X * n p X matrisinin i. satır vektörü x * : p 1 ( i = 1,,..., n) olmak üzere, i. tasarım noktasının merkeze olan Mahalonobis uzaklığı, ( ) 1 olarak tanımlanmaktadır. 1 *' *' * * x, 1,,..., 1 i X X x i i = n n i i.tasarım noktasının diğer noktaların kümesine olan Mahalonobis uzaklığı, ' 1 1 * 1 ' * * ' 1 * * 1 ' * M i = x 1 1 ( ) ( ) ( 1 ( 1) ( 1) ) ( ) 1 1 ( ) i 1 n X i X i I 1 n n X i x i 1 n X n n n n i olarak tanımlanmaktadır. n( n ) h 1/ n Mi =, i = 1,,..., n n 1 1 h olmak üzere, eşdeğerdir. M i değerleri ile h değerleri yüksek-kaldıraç noktalarının tespitinde

21 Z( Z ' Z) ' 1 Z Matrisinin Köşegen Elemanları 1 Yüksek-kaldıraç noktalar H = X ( X ' X ) X ' matrisindeki köşegen elemanlardan büyük h değerlerine sahip noktalardır. Bu noktalar, X matrisin satır vektörlerinin p oluşturduğu R uzayındaki tasarım noktalarının merkezinden uzak olan noktalardır. Açıklayıcı değişkenler ile bağımlı değişkenin Z = [ X Y ] matrisinin satır vektörlerinin p 1 oluşturduğu R + uzayındaki nokta kümesinin merkezinden uzak olan noktalar, 1 Z( Z ' Z) Z ' matrisinin h Z köşegen elemanlarından büyük olanlara karşılık gelmektedir. Bu noktalar, yüksek-kaldıraç noktası veya aykırı değer olabilir. h Z ri = h + r ' r olmak üzere, büyük bir h Z değerine karşılık gelen i. gözlemin yüksek-kaldıraç noktası ya da aykırı değer olması ayırt edilememektedir. Cook Uzaklığı Cook Uzaklığı, model katsayılarının tahmini üzerinde etkili gözlemlerin tespitinde kullanılan bir ölçüttür. Yeniden hatırlatalım; bir gözlemin modelden çıkartılması tahmin sonuçlarını etkiliyorsa buna etkin gözlem denir. ( ˆ β ˆ β ˆ ˆ ( i) )'( X ' X )( β β( i) ) 1 h Di = = e, 1,,..., i i = n p ˆ σ p 1 h değeri, Fp, n p,0.95 değeri ile kıyaslanabilir. ˆβ vektörü içinde hangi bileşenin ne kadar etkilendiğini gösteren ölçüt ( DFBETAS ) j, ± i değerleridir. DF kısaltması difference between the result with x i and without x i ifadesinden gelmektedir. ( DFBETAS ) j, i ± Değerleri i. gözleminin ˆβ tahmin vektöründeki ˆ β j ( j = 1,,..., n) bileşeni üzerindeki etkinliği ile ilgili bir ölçüt ( DFBETAS ) j, ± i değeridir. ˆ β ˆ β ( DFBETAS) j, ± i = ˆ σ c j j,( i) ( i) r ' r AKT 1 ˆ σ = =, c: ( X ' X ) matrisinin i. köşegen elemeanı n p n p

22 Welsch-Kuh Uzaklığı Welsch-Kuh uzaklığı i. gözlemin modelde bulunup bulunmamasına bakarak, ' bağımlı değişkenin tahmin edilen Yˆ = x ˆ β ( j = 1,,..., n) değeri üzerindeki etkisi ile ilgili bir ölçüttür. ' x ˆ ˆ j ( β β( i) ) WK j, i =, j = 1,,,,,, n ˆ σ h ( i) jj j j olmak üzere, WK j, i WKi, i olduğundan i. gözlemin etkili olup olmadığını görmek için WK i, i = x ( ˆ β ˆ β ) ' i ˆ σ ( i) ( i) h değerinin hesaplanması yetmektedir. Bu değer, p / n değeri ile kıyaslanabilir. WKi, i > p / n olan i. gözlem, bağımlı değişkenin Y ˆi tahmini için etkin gözlem olarak nitelendirilebilir. Welsch-Kuh uzaklığı DFFIT olarak da isimlendirilmektedir. WK j, i değerini, ± biçiminde gösterelim. ( DFFITS ) j i ( DFFITS ) j, ± i = x ( ˆ β ˆ β ) ' i ˆ σ ( i) ( i) h

23 Örnek: (J.J.Faraway (005) Linear Models with R, sayfa 54)

24 > library(faraway);data(savings);attach(savings);savings sr pop15 pop75 dpi ddpi Australia Austria Belgium Bolivia Brazil Canada Chile China Colombia Costa Rica Denmark Ecuador Finland France Germany Greece Guatamala Honduras Iceland India Ireland Italy Japan Korea Luxembourg Malta Norway Netherlands New Zealand Nicaragua Panama Paraguay Peru Philippines Portugal South Africa South Rhodesia Spain Sweden Switzerland Turkey Tunisia United Kingdom United States Venezuela Zambia Jamaica Uruguay Libya Malaysia

25 Matlab: >> veri=[ ]

26 > pairs(savings)

27 R: > g = lm(sr~pop15 + pop75 + dpi + ddpi, savings) > plot (fitted (g), residuals (g), xlab="fitted", ylab="residuals") > abline (h=0)

28 > plot (fitted (g), abs (residuals (g)),xlab="fitted", ylab=" Residuals ") > plot(savings$pop15, residuals(g),xlab="population under 15", ylab="residuals")

29 > plot(savings$pop75, residuals(g), xlab="population over 75", ylab="residuals") > data(gala) > gg <- lm(species~., gala) > plot(fitted(gg), residuals(gg)) > gs <- lm (sqrt (Species) ~., gala) > plot (fitted (gs), residuals (gs))!! Değişen varyans söz konusu.

30 >qqnorm(residuals(g),ylab="artıklar") > qqline(residuals(g)) > hist(residuals(g)) Devamı (J.J.Faraway (005) Linear Models with R, sayfa 61)