在统计学 中，线性回归 （英语：linear regression ）是利用称为线性回归方程的最小二乘 函数对一个或多个自变量 和因变量 之间关系进行建模的一种回归分析 。这种函数是一个或多个称为回归系数的模型参数的线性组合。只有一个自变量的情况称为简单回归，大于一个自变量情况的叫做多元回归 （multivariable linear regression ）。[ 1]
在线性回归中，数据使用线性预测函数来建模，并且未知的模型参数也是通过数据来估计。这些模型被叫做线性模型。[ 2]
线性回归是回归分析中第一种经过严格研究并在实际应用中广泛使用的类型。[ 3]
线性回归有很多实际用途。分为以下两大类：
如果目标是预测或者映射，线性回归可以用来对观测数据集的和X的值拟合出一个预测模型。当完成这样一个模型以后，对于一个新增的X值，在没有给定与它相配对的y的情况下，可以用这个拟合过的模型预测出一个y值。
给定一个变量y和一些变量
X
1
{\displaystyle X_{1}}
X
p
{\displaystyle X_{p}}
X
j
{\displaystyle X_{j}}
X
j
{\displaystyle X_{j}}
线性回归模型经常用最小二乘逼近来拟合，但他们也可能用别的方法来拟合，比如用最小化“拟合缺陷”在一些其他规范里（比如最小绝对误差回归），或者在桥回归中最小化最小二乘损失函数的惩罚。相反，最小二乘逼近可以用来拟合那些非线性的模型。因此，尽管“最小二乘法”和“线性模型”是紧密相连的，但他们是不能划等号的。
线性回归的“回归”指的是回归到平均值
带有一个自变量的线性回归 给一个随机样本
(
Y
i
,
X
i
1
,
…
,
X
i
p
)
,
i
=
1
,
…
,
n
{\displaystyle (Y_{i},X_{i1},\ldots ,X_{ip}),\,i=1,\ldots ,n}
Y
i
{\displaystyle Y_{i}}
X
i
1
,
…
,
X
i
p
{\displaystyle X_{i1},\ldots ,X_{ip}}
ε
i
{\displaystyle \varepsilon _{i}}
X
i
1
,
…
,
X
i
p
{\displaystyle X_{i1},\ldots ,X_{ip}}
Y
i
{\displaystyle Y_{i}}
Y
i
=
β
0
+
β
1
X
i
1
+
β
2
X
i
2
+
…
+
β
p
X
i
p
+
ε
i
,
i
=
1
,
…
,
n
{\displaystyle Y_{i}=\beta _{0}+\beta _{1}X_{i1}+\beta _{2}X_{i2}+\ldots +\beta _{p}X_{ip}+\varepsilon _{i},\qquad i=1,\ldots ,n}
其他的模型可能被认定成非线性模型。一个线性回归模型不需要是自变量的线性函数。线性在这里表示
Y
i
{\displaystyle Y_{i}}
β
{\displaystyle \beta }
Y
i
=
β
1
X
i
+
β
2
X
i
2
+
ε
i
{\displaystyle Y_{i}=\beta _{1}X_{i}+\beta _{2}X_{i}^{2}+\varepsilon _{i}}
β
1
{\displaystyle \beta _{1}}
β
2
{\displaystyle \beta _{2}}
X
i
2
{\displaystyle X_{i}^{2}}
X
i
{\displaystyle X_{i}}
区分随机变量和这些变量的观测值是很重要的。通常来说，观测值或数据（以小写字母表记）包括了n 个值
(
y
i
,
x
i
1
,
…
,
x
i
p
)
,
i
=
1
,
…
,
n
{\displaystyle (y_{i},x_{i1},\ldots ,x_{ip}),\,i=1,\ldots ,n}
我们有
p
+
1
{\displaystyle p+1}
β
0
,
…
,
β
p
{\displaystyle \beta _{0},\ldots ,\beta _{p}}
矩阵 表记是很有用的。
Y
=
X
β
+
ε
{\displaystyle Y=X\beta +\varepsilon \,}
其中Y 是一个包括了观测值
Y
1
,
…
,
Y
n
{\displaystyle Y_{1},\ldots ,Y_{n}}
ε
{\displaystyle \varepsilon }
ε
1
,
…
,
ε
n
{\displaystyle \varepsilon _{1},\ldots ,\varepsilon _{n}}
X
{\displaystyle X}
X
=
(
1
x
11
⋯
x
1
p
1
x
21
⋯
x
2
p
⋮
⋮
⋱
⋮
1
x
n
1
⋯
x
n
p
)
{\displaystyle X={\begin{pmatrix}1&x_{11}&\cdots &x_{1p}\\1&x_{21}&\cdots &x_{2p}\\\vdots &\vdots &\ddots &\vdots \\1&x_{n1}&\cdots &x_{np}\end{pmatrix}}}
X 通常包括一个常数项。
如果X 列之间存在线性相关 ，那么参数向量
β
{\displaystyle \beta }
β
{\displaystyle \beta }
样本 是在总体 之中随机抽取 出来的。因变量Y在实直线 上是连续的 ，
残差项是独立 且相同 分布的(iid)，也就是说，残差是独立随机的，且服从高斯分布 。 这些假设意味着残差项不依赖自变量的值 ，所以
ε
i
{\displaystyle \varepsilon _{i}}
在这些假设下，建立一个显式线性回归作为条件预期模型的简单线性回归 ，可以表示为：
E
(
Y
i
∣
X
i
=
x
i
)
=
α
+
β
x
i
{\displaystyle {\mbox{E}}(Y_{i}\mid X_{i}=x_{i})=\alpha +\beta x_{i}\,}
回归分析的最初目的是估计模型的参数以便达到对数据的最佳拟合。在决定一个最佳拟合的不同标准之中，最小二乘法是非常优越的。这种估计可以表示为：
β
^
=
(
X
T
X
)
−
1
X
T
y
{\displaystyle {\hat {\beta }}=(X^{T}X)^{-1}X^{T}y\,}
对于每一个
i
=
1
,
…
,
n
{\displaystyle i=1,\ldots ,n}
σ
2
{\displaystyle \sigma ^{2}}
ε
{\displaystyle \varepsilon }
σ
^
2
=
S
n
−
p
,
{\displaystyle {\hat {\sigma }}^{2}={\frac {S}{n-p}},}
其中
S
:=
∑
i
=
1
n
ε
^
i
2
{\displaystyle S:=\sum _{i=1}^{n}{\hat {\varepsilon }}_{i}^{2}}
σ
^
2
⋅
n
−
p
σ
2
∼
χ
n
−
p
2
{\displaystyle {\hat {\sigma }}^{2}\cdot {\frac {n-p}{\sigma ^{2}}}\sim \chi _{n-p}^{2}}
其中
χ
n
−
p
2
{\displaystyle \chi _{n-p}^{2}}
卡方分布 ，自由度是
n
−
p
{\displaystyle n-p}
对普通方程的解可以写为：
β
^
=
(
X
T
X
)
−
1
X
T
y
.
{\displaystyle {\hat {\boldsymbol {\beta }}}=(\mathbf {X^{T}X)^{-1}X^{T}y} .}
这表示估计项是因变量的线性组合。进一步地说，如果所观察的误差服从正态分布 。参数的估计值将服从联合正态分布。在当前的假设之下，估计的参数向量是精确分布的。
β
^
∼
N
(
β
,
σ
2
(
X
T
X
)
−
1
)
{\displaystyle {\hat {\beta }}\sim N(\beta ,\sigma ^{2}(X^{T}X)^{-1})}
其中
N
(
⋅
)
{\displaystyle N(\cdot )}
多变量正态分布 。
参数估计值的标准差 是：
σ
^
j
=
S
n
−
p
[
(
X
T
X
)
−
1
]
j
j
.
{\displaystyle {\hat {\sigma }}_{j}={\sqrt {{\frac {S}{n-p}}\left[\mathbf {(X^{T}X)} ^{-1}\right]_{jj}}}.}
参数
β
j
{\displaystyle \beta _{j}}
100
(
1
−
α
)
%
{\displaystyle 100(1-\alpha )\%}
置信区间 可以用以下式子来计算：
β
^
j
±
t
α
2
,
n
−
p
σ
^
j
.
{\displaystyle {\hat {\beta }}_{j}\pm t_{{\frac {\alpha }{2}},n-p}{\hat {\sigma }}_{j}.}
误差项可以表示为：
r
^
=
y
−
X
β
^
=
y
−
X
(
X
T
X
)
−
1
X
T
y
.
{\displaystyle \mathbf {{\hat {r}}=y-X{\hat {\boldsymbol {\beta }}}=y-X(X^{T}X)^{-1}X^{T}y} .\,}
单变量线性回归，又称简单线性回归（simple linear regression, SLR），是最简单但用途很广的回归模型。其回归式为：
Y
=
α
+
β
X
+
ε
{\displaystyle Y=\alpha +\beta X+\varepsilon }
为了从一组样本
(
y
i
,
x
i
)
{\displaystyle (y_{i},x_{i})}
i
=
1
,
2
,
…
,
n
{\displaystyle i=1,\ 2,\ldots ,n}
α
{\displaystyle \alpha }
β
{\displaystyle \beta }
∑
i
=
1
n
ε
i
2
=
∑
i
=
1
n
(
y
i
−
α
−
β
x
i
)
2
{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}\varepsilon _{i}^{2}=\sum _{i=1}^{n}(y_{i}-\alpha -\beta x_{i})^{2}}
使用微分法求极值：将上式分别对
α
{\displaystyle \alpha }
β
{\displaystyle \beta }
{
n
α
+
∑
i
=
1
n
x
i
β
=
∑
i
=
1
n
y
i
∑
i
=
1
n
x
i
α
+
∑
i
=
1
n
x
i
2
β
=
∑
i
=
1
n
x
i
y
i
{\displaystyle \left\{{\begin{array}{lcl}n\ \alpha +\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\ \beta =\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i}\\\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\ \alpha +\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}\ \beta =\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}y_{i}\end{array}}\right.}
此二元一次线性方程组可用克莱姆法则 求解，得解
α
^
,
β
^
{\displaystyle {\hat {\alpha }},\ {\hat {\beta }}}
β
^
=
n
∑
i
=
1
n
x
i
y
i
−
∑
i
=
1
n
x
i
∑
i
=
1
n
y
i
n
∑
i
=
1
n
x
i
2
−
(
∑
i
=
1
n
x
i
)
2
=
∑
i
=
1
n
(
x
i
−
x
¯
)
(
y
i
−
y
¯
)
∑
i
=
1
n
(
x
i
−
x
¯
)
2
=
cov
(
X
,
Y
)
var
(
X
)
{\displaystyle {\hat {\beta }}={\frac {n\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}y_{i}-\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i}}{n\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}-\left(\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\right)^{2}}}={\frac {\sum \limits _{i=1}^{n}(x_{i}-{\bar {x}})(y_{i}-{\bar {y}})}{\sum \limits _{i=1}^{n}(x_{i}-{\bar {x}})^{2}}}={\frac {{\text{cov}}(X,Y)}{{\text{var}}(X)}}\,}
α
^
=
∑
i
=
1
n
x
i
2
∑
i
=
1
n
y
i
−
∑
i
=
1
n
x
i
∑
i
=
1
n
x
i
y
i
n
∑
i
=
1
n
x
i
2
−
(
∑
i
=
1
n
x
i
)
2
=
y
¯
−
x
¯
β
^
{\displaystyle {\hat {\alpha }}={\frac {\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i}-\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}y_{i}}{n\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}-\left(\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\right)^{2}}}={\bar {y}}-{\bar {x}}{\hat {\beta }}}
S
=
∑
i
=
1
n
(
y
i
−
y
^
i
)
2
=
∑
i
=
1
n
y
i
2
−
n
(
∑
i
=
1
n
x
i
y
i
)
2
+
(
∑
i
=
1
n
y
i
)
2
∑
i
=
1
n
x
i
2
−
2
∑
i
=
1
n
x
i
∑
i
=
1
n
y
i
∑
i
=
1
n
x
i
y
i
n
∑
i
=
1
n
x
i
2
−
(
∑
i
=
1
n
x
i
)
2
{\displaystyle S=\sum \limits _{i=1}^{n}(y_{i}-{\hat {y}}_{i})^{2}=\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i}^{2}-{\frac {n(\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}y_{i})^{2}+(\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i})^{2}\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}-2\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\sum \limits _{i=1}^{n}y_{i}\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}y_{i}}{n\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}^{2}-\left(\sum \limits _{i=1}^{n}x_{i}\right)^{2}}}}
σ
^
2
=
S
n
−
2
.
{\displaystyle {\hat {\sigma }}^{2}={\frac {S}{n-2}}.}
协方差矩阵 是：
1
n
∑
i
=
1
n
x
i
2
−
(
∑
i
=
1
n
x
i
)
2
(
∑
x
i
2
−
∑
x
i
−
∑
x
i
n
)
{\displaystyle {\frac {1}{n\sum _{i=1}^{n}x_{i}^{2}-\left(\sum _{i=1}^{n}x_{i}\right)^{2}}}{\begin{pmatrix}\sum x_{i}^{2}&-\sum x_{i}\\-\sum x_{i}&n\end{pmatrix}}}
平均响应 置信区间为：
y
d
=
(
α
+
β
^
x
d
)
±
t
α
2
,
n
−
2
σ
^
1
n
+
(
x
d
−
x
¯
)
2
∑
(
x
i
−
x
¯
)
2
{\displaystyle y_{d}=(\alpha +{\hat {\beta }}x_{d})\pm t_{{\frac {\alpha }{2}},n-2}{\hat {\sigma }}{\sqrt {{\frac {1}{n}}+{\frac {(x_{d}-{\bar {x}})^{2}}{\sum (x_{i}-{\bar {x}})^{2}}}}}}
预报响应 置信区间为：
y
d
=
(
α
+
β
^
x
d
)
±
t
α
2
,
n
−
2
σ
^
1
+
1
n
+
(
x
d
−
x
¯
)
2
∑
(
x
i
−
x
¯
)
2
{\displaystyle y_{d}=(\alpha +{\hat {\beta }}x_{d})\pm t_{{\frac {\alpha }{2}},n-2}{\hat {\sigma }}{\sqrt {1+{\frac {1}{n}}+{\frac {(x_{d}-{\bar {x}})^{2}}{\sum (x_{i}-{\bar {x}})^{2}}}}}}
在方差分析 （ANOVA）中，总平方和分解为两个或更多部分。
总平方和 SST (sum of squares for total) 是：
SST
=
∑
i
=
1
n
(
y
i
−
y
¯
)
2
{\displaystyle {\text{SST}}=\sum _{i=1}^{n}(y_{i}-{\bar {y}})^{2}}
y
¯
=
1
n
∑
i
y
i
{\displaystyle {\bar {y}}={\frac {1}{n}}\sum _{i}y_{i}}
同等地：
SST
=
∑
i
=
1
n
y
i
2
−
1
n
(
∑
i
y
i
)
2
{\displaystyle {\text{SST}}=\sum _{i=1}^{n}y_{i}^{2}-{\frac {1}{n}}\left(\sum _{i}y_{i}\right)^{2}}
回归平方和 SSReg (sum of squares for regression。也可写做模型平方和 ，SSM，sum of squares for model) 是：
SSReg
=
∑
(
y
^
i
−
y
¯
)
2
=
β
^
T
X
T
y
−
1
n
(
y
T
u
u
T
y
)
,
{\displaystyle {\text{SSReg}}=\sum \left({\hat {y}}_{i}-{\bar {y}}\right)^{2}={\hat {\boldsymbol {\beta }}}^{T}\mathbf {X} ^{T}\mathbf {y} -{\frac {1}{n}}\left(\mathbf {y^{T}uu^{T}y} \right),}
残差平方和 SSE (sum of squares for error) 是：
SSE
=
∑
i
(
y
i
−
y
^
i
)
2
=
y
T
y
−
β
^
T
X
T
y
.
{\displaystyle {\text{SSE}}=\sum _{i}{\left({y_{i}-{\hat {y}}_{i}}\right)^{2}}=\mathbf {y^{T}y-{\hat {\boldsymbol {\beta }}}^{T}X^{T}y} .}
总平方和SST又可写做SSReg和SSE的和：
SST
=
∑
i
(
y
i
−
y
¯
)
2
=
y
T
y
−
1
n
(
y
T
u
u
T
y
)
=
SSReg
+
SSE
.
{\displaystyle {\text{SST}}=\sum _{i}\left(y_{i}-{\bar {y}}\right)^{2}=\mathbf {y^{T}y} -{\frac {1}{n}}\left(\mathbf {y^{T}uu^{T}y} \right)={\text{SSReg}}+{\text{SSE}}.}
回归系数 R2 是：
R
2
=
SSReg
SST
=
1
−
SSE
SST
.
{\displaystyle R^{2}={\frac {\text{SSReg}}{\text{SST}}}=1-{\frac {\text{SSE}}{\text{SST}}}.}
广义最小二乘法 可以用在当观测误差具有异方差 或者自相关 的情况下。
总体最小二乘法 用于当自变量有误时。
广义线性模式 应用在当误差分布函数不是正态分布时。比如指数分布 ，伽玛分布 ，逆高斯分布 ，泊松分布 ，二项式分布 等。
将平均绝对误差 最小化，不同于在线性回归中是将均方误差最小化。
一条趋势线代表着时间序列 数据的长期走势。它告诉我们一组特定数据（如GDP、石油价格和股票价格）是否在一段时期内增长或下降。虽然我们可以用肉眼观察数据点在坐标系的位置大体画出趋势线，更恰当的方法是利用线性回归计算出趋势线的位置和斜率。
有关吸烟 对死亡率 和发病率 影响的早期证据来自采用了回归分析的观察性研究 。为了在分析观测数据时减少伪相关 ，除最感兴趣的变量之外,通常研究人员还会在他们的回归模型里包括一些额外变量。例如，假设有一个回归模型，在这个回归模型中吸烟行为是我们最感兴趣的独立变量，其相关变量是经数年观察得到的吸烟者寿命。研究人员可能将社会经济地位当成一个额外的独立变量，已确保任何经观察所得的吸烟对寿命的影响不是由于教育或收入差异引起的。然而，我们不可能把所有可能混淆结果的变量都加入到实证分析中。例如，某种不存在的基因可能会增加人死亡的几率，还会让人的吸烟量增加。因此，比起采用观察数据的回归分析得出的结论，随机对照试验 常能产生更令人信服的因果关系证据。当可控实验 不可行时，回归分析的衍生，如工具变量 回归，可尝试用来估计观测数据的因果关系。
资本资产定价模型 利用线性回归以及Beta系数 的概念分析和计算投资的系统风险。这是从联系投资回报和所有风险性资产回报的模型Beta系数直接得出的。
线性回归是经济学的主要实证工具。例如，它是用来预测消费支出，[ 4] [ 5] [ 5] [ 6] [ 7] [ 7]
^ Rencher, Alvin C.; Christensen, William F., Chapter 10, Multivariate regression – Section 10.1, Introduction, Methods of Multivariate Analysis , Wiley Series in Probability and Statistics 709 3rd, John Wiley & Sons: 19, 2012 [2019-05-14 ] , ISBN 9781118391679存档 于2019-06-15） ^ Hilary L. Seal. The historical development of the Gauss linear model. Biometrika. 1967, 54 (1/2): 1–24. JSTOR 2333849 doi:10.1093/biomet/54.1-2.1 ^ Yan, Xin, Linear Regression Analysis: Theory and Computing , World Scientific: 1–2, 2009 [2019-05-14 ] , ISBN 9789812834119存档 于2019-06-08）, Regression analysis ... is probably one of the oldest topics in mathematical statistics dating back to about two hundred years ago. The earliest form of the linear regression was the least squares method, which was published by Legendre in 1805, and by Gauss in 1809 ... Legendre and Gauss both applied the method to the problem of determining, from astronomical observations, the orbits of bodies about the sun. ^ Deaton, Angus. Understanding Consumption . Oxford University Press. 1992. ISBN 978-0-19-828824-4 ^ 5.0 5.1 Krugman, Paul R. ; Obstfeld, M. ; Melitz, Marc J. International Economics: Theory and Policy 9th global. Harlow: Pearson. 2012. ISBN 9780273754091 ^ Laidler, David E. W. The Demand for Money: Theories, Evidence, and Problems 4th. New York: Harper Collins. 1993. ISBN 978-0065010985 ^ 7.0 7.1 Ehrenberg; Smith. Modern Labor Economics 10th international. London: Addison-Wesley. 2008. ISBN 9780321538963
书籍
Cohen, J., Cohen P., West, S.G., & Aiken, L.S. Applied multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates. 2003. Draper, N.R. and Smith, H. Applied Regression Analysis. Wiley Series in Probability and Statistics. 1998. Robert S. Pindyck and Daniel L. Rubinfeld. Chapter One. Econometric Models and Economic Forecasts. 1998. Charles Darwin . The Variation of Animals and Plants under Domestication . (1868) (Chapter XIII describes what was known about reversion in Galton's time. Darwin uses the term "reversion".)
刊物文章
Pedhazur, Elazar J. Multiple regression in behavioral research: Explanation and prediction 2nd. New York: Holt, Rinehart and Winston. 1982. ISBN 0-03-041760-0 Barlow, Jesse L. Chapter 9: Numerical aspects of Solving Linear Least Squares Problems. Rao, C.R. (编). Computational Statistics. Handbook of Statistics 9 . North-Holland. 1993. ISBN 0-444-88096-8 Björck, Åke. Numerical methods for least squares problems. Philadelphia: SIAM. 1996. ISBN 0-89871-360-9 Goodall, Colin R. Chapter 13: Computation using the QR decomposition. Rao, C.R. (编). Computational Statistics. Handbook of Statistics 9 . North-Holland. 1993. ISBN 0-444-88096-8 National Physical Laboratory. Chapter 1: Linear Equations and Matrices: Direct Methods. Modern Computing Methods. Notes on Applied Science 16 2nd. Her Majesty's Stationery Office. 1961.
![{\displaystyle {\hat {\sigma }}_{j}={\sqrt {{\frac {S}{n-p}}\left[\mathbf {(X^{T}X)} ^{-1}\right]_{jj}}}.}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/491d605dff3e56d79b14da5f2d7d3593f115d5a7)
