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统计代写|线性回归分析代写linear regression analysis代考|Least Squares Estimation
When the techniques of regression analysis are used for analyzing data from experimental designs, we find that the elements of $X$ are 0 or 1 (Chapter 8 ), and the columns of $\mathbf{X}$ are usually linearly dependent. We now give such an example.
EXAMPLE 3.6 Consider the randomized block design with two treatments and two blocks: namely,
$$
Y_{i j}=\mu+\alpha_i+\tau_j+\varepsilon_{i j} \quad(i=1,2 ; j=1,2),
$$
$$
\left(\begin{array}{l}
Y_{11} \
Y_{12} \
\hline Y_{21} \
Y_{22}
\end{array}\right)=\left(\begin{array}{lllll}
1 & 1 & 0 & 1 & 0 \
1 & 1 & 0 & 0 & 1 \
\hline 1 & 0 & 1 & 1 & 0 \
1 & 0 & 1 & 0 & 1
\end{array}\right)\left(\begin{array}{c}
\mu \
\alpha_1 \
\alpha_2 \
\tau_1 \
\tau_2
\end{array}\right)+\left(\begin{array}{c}
\varepsilon_{11} \
\varepsilon_{12} \
\hline \varepsilon_{21} \
\varepsilon_{22}
\end{array}\right)
$$
or $\mathbf{Y}=\mathbf{X} \beta+\varepsilon$, where, for example, the first column of $\mathbf{X}$ is linearly dependent on the other columns.
In Section $3.1$ we developed a least squares theory which applies whether or not $\mathbf{X}$ has full rank. If $\mathbf{X}$ is $n \times p$ of rank $r$, where $r<p$, we saw in Section $3.1$ that $\hat{\beta}$ is no longer unique. In fact, $\hat{\beta}$ should be regarded as simply $a$ solution of the normal equations [e.g., $\left.\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-} \mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}\right]$ which then enables us to find $\hat{\mathbf{Y}}=\mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}, \hat{\mathbf{e}}=\mathbf{Y}-\mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}$ and $\mathrm{RSS}=\mathbf{e}^{\prime} \mathbf{e}$, all of which are unique. We note that the normal equations $\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X} \beta=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}$ always have a solution for $\beta$ as $\mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime}\right)=\mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right.$ ) (by $\left.\mathbf{A} .2 .5\right)$. Our focus now is to consider methods for finding $\hat{\beta}$.
So far in this chapter our approach has been to replace $\mathbf{X}$ by an $n \times r$ matrix $\mathbf{X}_1$ which has the same column space as $\mathbf{X}$. Very often the simplest way of doing this is to select $r$ appropriate columns of $\mathbf{X}$, which amounts to setting some of the $\beta_i$ in $\mathbf{X} \beta$ equal to zero. Algorithms for carrying this out are described in Section 11.9.
In the past, two other methods have been used. The first consists of imposing identifiability constraints, $\mathbf{H} \beta=0$ say, which take up the “slack” in $\beta$ so that there is now a unique $\beta$ satisfying $\theta=\mathbf{X} \boldsymbol{\beta}$ and $\mathbf{H} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{0}$. This approach is described by Scheffé [1959: p. 17]. The second method involves computing a generalized inverse. In Section $3.1$ we saw that a $\hat{\beta}$ is given by $\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-} \mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}$, where $\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-}$is a suitable generalized inverse of $\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}$. One commonly used such inverse of a matrix $\mathbf{A}$ is the Moore-Penrose inverse $\mathbf{A}^{+}$, which is unique (see A.10).
统计代写|线性回归分析代写linear regression analysis代考|Estimable Functions
Since $\hat{\beta}$ is not unique, $\beta$ is not estimable. The question then arises: What can we estimate? Since each element $\theta_i$ of $\theta(=\mathbf{X} \boldsymbol{\beta})$ is estimated by the $i$ th element of $\hat{\theta}=\mathbf{P Y}$, then every linear combination of the $\theta_i$, say $\mathbf{b}^{\prime} \theta$, is also estimable. This means that the $\theta_i$ form a linear subspace of estimable functions, where $\theta_i=\mathbf{x}_i^{\prime} \beta, \mathbf{x}_i^{\prime}$ being the $i$ th row of $\mathbf{X}$. Usually, we define estimable functions formally as follows.
Definition 3.1 The parametric function $\mathrm{a}^{\prime} \beta$ is said to be estimable if it has a linear unbiased estimate, $\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{Y}$, say.
We note that if $\mathbf{a}^{\prime} \beta$ is estimable, then $\mathbf{a}^{\prime} \beta=E\left[\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{Y}\right]=\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \boldsymbol{\beta}$ identically in $\boldsymbol{\beta}$, so that $\mathbf{a}^{\prime}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X}$ or $\mathbf{a}=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{b}$ (A.11.1). Heñce $\mathbf{a}^{\prime} \beta$ is estimable if and only if $\mathbf{a} \in \mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime}\right)$.
EXAMPLE $3.8$ If $\mathrm{a}^{\prime} \beta$ is estimable, and $\hat{\beta}$ is any solution of the normal equations, then $\mathbf{a}^{\prime} \hat{\beta}$ is unique. To show this we first note that $\mathbf{a}=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{b}$ for some $\mathbf{b}$, so that $\mathbf{a}^{\prime} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}$. Similarly, $\mathbf{a}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\beta}}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}=\mathbf{b}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\theta}}$, which is unique. Furthermore, by Theorem $3.2, \mathbf{b}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\theta}}$ is the BLUE of $\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}$, so that $\mathbf{a}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\beta}}$ is the BLUE of $\mathbf{a}^{\prime} \boldsymbol{\beta}$.
线性回归分析代考
统计代写|线性回归分析代写linear regression analysis代考|Least Squares Estimation
当回归分析技术用于分析来自实验设计的数据时，我们发现 $X$ 是 0 或 1 (第 8 章)，并且 $\mathbf{X}$ 通常是线性 相关的。我们现在举一个这样的例子。
示例 $3.6$ 考虑具有两个处理和两个区组的随机区组设计：即，
$$
Y_{i j}=\mu+\alpha_i+\tau_j+\varepsilon_{i j} \quad(i=1,2 ; j=1,2),
$$
或者 $\mathbf{Y}=\mathbf{X} \beta+\varepsilon$ ，例如，其中的第一列 $\mathbf{X}$ 线性依赖于其他列。
在部分 $3.1$ 我们开发了一个最小二乘理论，无论是否适用 $\mathbf{X}$ 有满级。如果 $\mathbf{X}$ 是 $n \times p$ 等级 $r$ ，在哪里 $r<p$ ，我们在第 $3.1$ 那 $\hat{\beta}$ 不再是唯一的。实际上， $\hat{\beta}$ 应该被简单地视为 $a$ 正规方程的解例如， $\left.\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-} \mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}\right]$ 这使我们能够找到 $\hat{\mathbf{Y}}=\mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}, \hat{\mathbf{e}}=\mathbf{Y}-\mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}$ 和RSS $=\mathbf{e}^{\prime} \mathbf{e}$, 所有这些都是独一无二的。我们注意到正规 方程 $\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X} \beta=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}$ 总是有解决方案 $\beta$ 作为 $\mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime}\right)=\mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)$ (经过 $\left.\mathbf{A} .2 .5\right)$. 我们现在的重点是考虑 寻找方法 $\hat{\beta}$.
到目前为止，在本章中，我们的方法是替换 $\mathbf{X}$ 由一个 $n \times r$ 矩阵 $\mathbf{X}_1$ 具有相同的列空间 $\mathbf{X}$. 通常最简单的方 法是选择 $r$ 适当的列 $\mathbf{X}$ ，这相当于设置一些 $\beta_i$ 在 $\mathbf{X} \beta$ 等于零。执行此操作的算法在第 $11.9$ 节中描述。
过去，还使用了另外两种方法。第一个包括施加可识别性约束， $\mathbf{H} \beta=0$ 说，它占用了”松弛“所以现在 有一个独特的 $\beta$ 令人满意的 $\theta=\mathbf{X} \boldsymbol{\beta}$ 和 $\mathbf{H} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{0}$. 这种方法由 Scheffé [1959: p. 17]。第二种方法涉及计算 广义逆。在部分 $3.1$ 我们看到一个 $\hat{\beta}$ 是 (谁) 给的 $\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-} \mathbf{X}^{\prime} \mathbf{Y}$ ，在哪里 $\left(\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}\right)^{-}$是一个合适的广义逆 $\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{X}$.一种常用的矩阵逆 $\mathbf{A}$ 是摩尔-彭罗斯逆 $\mathbf{A}^{+}$，这是唯一的 (见 $\mathrm{A} .10$ )。
统计代写|线性回归分析代写linear regression analysis代考|Estimable Functions
自从 $\hat{\beta}$ 不是独一无二的， $\beta$ 是不可估量的。那么问题来了: 我们可以估计什么? 由于每个元素 $\theta_i$ 的 $\theta(=\mathbf{X} \boldsymbol{\beta})$ 估计由 $i$ 第一个元素 $\hat{\theta}=\mathbf{P Y}$ ，那么每个线性组合 $\theta_i$ ，说 $\mathbf{b}^{\prime} \theta_{｝ \text { 也是可估计的。这意味着 } \theta_i \text { 形成 }$ 可估计函数的线性子空间，其中 $\theta_i=\mathbf{x}i^{\prime} \beta, \mathbf{x}_i^{\prime}$ 作为 $i$ 第 行 $\mathbf{X}$. 通常，我们正式定义可估计函数如下。 定义 $3.1$ 参数函数 $\mathbf{a}^{\prime} \beta$ 如果它具有线性无偏估计，则称它是可估计的， $\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{Y}$ ，说。 我们注意到，如果 $\mathbf{a}^{\prime} \beta$ 是可估计的，那么 $\mathbf{a}^{\prime} \beta=E\left[\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{Y}\right]=\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \boldsymbol{\beta}$ 同样在 $\boldsymbol{\beta}{\text {， }}$ ，便 $\mathbf{a}^{\prime}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X}$ 或 者 $\mathbf{a}=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{b}(\mathrm{A} .11 .1)$ 。因此 $\mathbf{a}^{\prime} \beta$ 是可估计的当且仅当 $\mathbf{a} \in \mathcal{C}\left(\mathbf{X}^{\prime}\right)$.
例子 $3.8$ 如果 $\mathrm{a}^{\prime} \beta$ 是可估计的，并且 $\hat{\beta}$ 是正规方程组的任意解，则 $\mathrm{a}^{\prime} \hat{\beta}$ 是独特的。为了证明这一点，我们首 先注意到 $\mathbf{a}=\mathbf{X}^{\prime} \mathbf{b}$ 对于一些 $\mathbf{b}$ ，以便 $\mathbf{a}^{\prime} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \boldsymbol{\beta}=\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}$. 相似地， $\mathbf{a}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\beta}}=\mathbf{b}^{\prime} \mathbf{X} \hat{\boldsymbol{\beta}}=\mathbf{b}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\theta}}$ ，这是独一 无二的。此外，由定理 $3.2, \mathbf{b}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\theta}}$ 是蓝色的 $\mathbf{b}^{\prime} \boldsymbol{\theta}$ ， 以便 $\mathbf{a}^{\prime} \hat{\boldsymbol{\beta}}$ 是蓝色的 $\mathbf{a}^{\prime} \boldsymbol{\beta}$.
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