110 高普考高考三級 統計 迴歸分析 考古題詳解

110 年・高普考・高考三級・統計
試題代碼 迴歸分析

第 一 題40 分

某地區房屋成交紀錄包括房價及坪數等資訊共 7070 筆,以坪數為預測變數,進行簡單線性迴歸以預測房價。其殘差顯示變異數並非常數,如圖 1-1。

🖼️【此處有附圖,請對照原卷:圖 1-1 轉換前殘差圖】

將資料依房價排序後,每 55 筆計算房價平均數及標準差,並分別取其自然對數(LN)值,共 1414 筆,其敘述性統計及相關係數如下。

表 1-1a 敘述統計:

變數個數平均數標準差
房子坪數707057.757.722.522.5
房價70704197207.04197207.02574255.12574255.1
平均房價14146191190.06191190.03441255.73441255.7
房價標準差14143383348.33383348.32156645.72156645.7
LN(平均房價)141415.47115.4710.6400.640
LN(房價標準差)141414.80914.8090.7290.729
有效的 NN(完全排除)1414

表 1-1b 相關:

變數房子坪數房價平均房價房價標準差LN(平均房價)LN(房價標準差)
房子坪數110.859∗∗0.859^{**}0.3790.3790.2790.2790.4690.4690.3680.368
房價0.859∗∗0.859^{**}110.975∗∗0.975^{**}0.772∗∗0.772^{**}0.984∗∗0.984^{**}0.803∗∗0.803^{**}
平均房價0.3790.3790.975∗∗0.975^{**}110.766∗∗0.766^{**}0.951∗∗0.951^{**}0.785∗∗0.785^{**}
房價標準差0.2790.2790.772∗∗0.772^{**}0.766∗∗0.766^{**}110.779∗∗0.779^{**}0.973∗∗0.973^{**}
LN(平均房價)0.4690.4690.984∗∗0.984^{**}0.951∗∗0.951^{**}0.779∗∗0.779^{**}110.811∗∗0.811^{**}
LN(房價標準差)0.3680.3680.803∗∗0.803^{**}0.785∗∗0.785^{**}0.973∗∗0.973^{**}0.811∗∗0.811^{**}11

註:∗∗^{**} 在顯著水準為 0.010.01 時(雙尾),相關顯著。

運用上述資訊,以 Box-Cox 轉換函數進行房價轉換後,以坪數預測房價轉換的殘差,如圖 1-2。迴歸模式的變異數分析表及係數預測如下。

🖼️【此處有附圖,請對照原卷:圖 1-2 轉換後殘差圖】

表 1-2a ANOVA:

模式平方和dfdf平均平方和FF顯著性
1 迴歸17.41817.4181117.41817.418262.236262.2360.000b0.000^{b}
殘差4.5174.51768680.0660.066
總數21.93521.9356969

a.a. 依變數:房價轉換。
b.b. 預測變數:(常數)、房子坪數。

表 1-2b 係數:

模式變數未標準化係數 BB標準誤標準化係數 Betatt顯著性相關:零階偏部分
1(常數)13.80313.8030.0850.085161.874161.8740.0000.000
1房子坪數0.0220.0220.0010.0010.8910.89116.19416.1940.0000.0000.8910.8910.8910.8910.8910.891

a.a. 依變數:房價轉換。

(一)請運用表 1-1a、表 1-1b 的資訊,說明將使用的統計方法,並提出您建議的 Box-Cox 轉換函數為何?(2020 分)

(二)轉換後的模式適切性,有哪些假設需要驗證?圖 1-2 可以驗證哪一項假設?(1010 分)

(三)假設轉換後的模式適切性完全符合,請運用表 1-2a、表 1-2b 的資訊,寫出房子坪數對房價轉換的預測模式,並依照您在第(一)題的建議,改寫出房子坪數對於房價的預測模式,並說明坪數每增加一單位對房價的影響。(1010 分)

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核心觀念

本題考查:

  1. 異質變異數下的迴歸模型修正。
  2. Box-Cox 冪次轉換法。
  3. 以「平均數—標準差」關係估計適當轉換。
  4. 迴歸模型適切性的基本假設。
  5. 對數轉換後迴歸式的反轉換與邊際影響解釋。

Box-Cox 轉換函數為

Y(λ)={Yλ−1λ,λ≠0,ln⁡Y,λ=0.Y^{(\lambda)} = \begin{cases} \dfrac{Y^\lambda-1}{\lambda}, & \lambda\neq 0,\\[6pt] \ln Y, & \lambda=0. \end{cases}

(一)統計方法與 Box-Cox 轉換函數

1. 判斷異質變異數

原始殘差圖顯示,房價越高時,殘差散布程度越大,因此誤差變異數並非常數,具有異質變異數問題。

可將資料依房價排序,每 5 筆分成一組,共 14 組,計算每組的:

  • 平均房價 Yˉ\bar Y
  • 房價標準差 sYs_Y

再考慮

X=ln⁡(Yˉ),Z=ln⁡(sY)X=\ln(\bar Y),\qquad Z=\ln(s_Y)

若標準差與平均數具有冪次關係

sY∝Yˉp,s_Y\propto \bar Y^p,

則

ln⁡(sY)=a+pln⁡(Yˉ),\ln(s_Y)=a+p\ln(\bar Y),

其中 pp 可由 ln⁡(Yˉ)\ln(\bar Y) 對 ln⁡(sY)\ln(s_Y) 的迴歸斜率估計。

2. 由表中資訊估計 pp

表 1-1a、表 1-1b 給出:

rln⁡(Yˉ),ln⁡(sY)=0.811,r_{\ln(\bar Y),\ln(s_Y)}=0.811, sln⁡(Yˉ)=0.640,sln⁡(sY)=0.729.s_{\ln(\bar Y)}=0.640,\qquad s_{\ln(s_Y)}=0.729.

因此,以 ln⁡(sY)\ln(s_Y) 為依變數、ln⁡(Yˉ)\ln(\bar Y) 為自變數,其斜率為

p^=rsln⁡(sY)sln⁡(Yˉ)=0.811(0.7290.640)≈0.923.\hat p = r\frac{s_{\ln(s_Y)}}{s_{\ln(\bar Y)}} = 0.811\left(\frac{0.729}{0.640}\right) \approx 0.923.

Box-Cox 轉換後,利用近似

SD⁡{Y(λ)}≈λμλ−1SD⁡(Y),\operatorname{SD}\{Y^{(\lambda)}\} \approx \lambda \mu^{\lambda-1}\operatorname{SD}(Y),

若 SD⁡(Y)∝μp\operatorname{SD}(Y)\propto \mu^p,則轉換後標準差約與

μλ+p−1\mu^{\lambda+p-1}

成正比。欲使變異數穩定,應令

λ+p−1=0,\lambda+p-1=0,

所以

λ^=1−p^=1−0.923≈0.077.\hat\lambda=1-\hat p =1-0.923 \approx 0.077.

由於 λ≈0\lambda\approx 0,最適合採用 λ=0\lambda=0 的對數轉換。因此建議:

Y∗=ln⁡(Y)=ln⁡(房價).Y^*=\ln(Y)=\ln(\text{房價}).

3. 為何採用自然對數

表中房價與房價標準差的相關係數為 0.7720.772,顯示平均房價越高,波動程度越大;以對數尺度估計出的 p^≈0.923\hat p\approx0.923,使 Box-Cox 的 λ\lambda 接近 00。因此採用自然對數轉換可以有效減少異質變異數,並將乘法型變異關係轉為加法型關係。

(二)轉換後模式的適切性假設

迴歸模型主要須驗證下列假設:

1. 線性關係

轉換後的應變數與坪數之間應具有線性關係:

E(Y∗∣X)=β0+β1X.E(Y^*\mid X)=\beta_0+\beta_1X.

2. 誤差平均數為零

E(εi∣Xi)=0.E(\varepsilon_i\mid X_i)=0.

3. 誤差變異數為常數

Var⁡(εi∣Xi)=σ2.\operatorname{Var}(\varepsilon_i\mid X_i)=\sigma^2.

4. 誤差彼此獨立

Cov⁡(εi,εj)=0,i≠j.\operatorname{Cov}(\varepsilon_i,\varepsilon_j)=0,\qquad i\neq j.

5. 誤差常態性

若要進行精確的 tt 檢定、FF 檢定及信賴區間推論,通常假設

εi∼N(0,σ2).\varepsilon_i\sim N(0,\sigma^2).

6. 無嚴重離群值或高影響力觀察值

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第 二 題60 分

某研究團隊隨機觀察兩歲內男童的月齡(Month)與體重(weight)的數據共 125125 筆,00~2424 月齡各 55 筆。月齡與體重的散布圖如下。

研究團隊考慮以月齡的 44 次多項式迴歸模式來預測體重。預測變數為中心化月齡:

x=Month_c=Month−mean(Month)x=\mathrm{Month\_c}=\mathrm{Month}-\mathrm{mean}(\mathrm{Month})

考慮一~四次多項式模式如下:

M1: weight=β0+β1x+ε\mathrm{M1:\ weight}=\beta_0+\beta_1x+\varepsilon

M2: weight=β0+β1x+β2x2+ε\mathrm{M2:\ weight}=\beta_0+\beta_1x+\beta_2x^2+\varepsilon

M3: weight=β0+β1x+β2x2+β3x3+ε\mathrm{M3:\ weight}=\beta_0+\beta_1x+\beta_2x^2+\beta_3x^3+\varepsilon

M4: weight=β0+β1x+β2x2+β3x3+β4x4+ε\mathrm{M4:\ weight}=\beta_0+\beta_1x+\beta_2x^2+\beta_3x^3+\beta_4x^4+\varepsilon

🖼️【此處有附圖,請對照原卷:月齡與體重散布圖】

各模式的變異數分析表如下:

模式項目平方和dfdf平均平方和FF顯著性
M1迴歸567.658567.65811567.658567.6581008.6331008.6330.0000.000
殘差69.22469.2241231230.5630.563
總數636.883636.883124124
M2迴歸594.740594.74022297.870297.870862.311862.3110.0000.000
殘差42.14342.1431221220.3450.345
總數636.883636.883124124
M3迴歸601.539601.53933200.513200.513686.460686.4600.0000.000
殘差35.34435.3441211210.2920.292
總數636.883636.883124124
M4迴歸605.486605.48644151.371151.371578.540578.5400.0000.000
殘差31.39731.3971201200.2620.262
總數636.883636.883124124

各模式之係數如下:

模式變數BB 之估計值標準誤Beta 分配tt顯著性
M1Month_c0.2960.2960.0090.0090.9440.94431.75931.7590.0000.000
(常數)9.3569.3560.0670.067139.427139.4270.0000.000
M2Month_c0.2960.2960.0070.0070.9440.94441.02841.0280.0000.000
Month_c2^2−0.010-0.0100.0010.001−0.210-0.210−9.125-9.1250.0000.000
(常數)9.8879.8870.0780.078126.726126.7260.0000.000
M3Month_c0.2270.2270.0170.0170.7240.72413.44613.4460.0000.000
Month_c2^2−0.010-0.0100.0010.001−0.210-0.210−9.805-9.8050.0000.000
Month_c3^30.0010.0010.0000.0000.2400.2404.4564.4560.0000.000
(常數)9.8879.8870.0730.073136.166136.1660.0000.000
M4Month_c0.2270.2270.0160.0160.7240.72414.20714.2070.0000.000
Month_c2^20.0030.0030.0030.0030.0580.0580.8020.8020.4240.424
Month_c3^30.0010.0010.0000.0000.2400.2404.7084.7080.0000.000
Month_c4^4−9.787E−05-9.787\mathrm{E}{-05}0.0000.000−0.279-0.279−3.884-3.8840.0000.000
(常數)9.6859.6850.0860.086112.476112.4760.0000.000

(一)在 5%5\% 的顯著水準下,請依序檢定下列虛無假設:

H02:β2=β3=β4=0H_{02}:\beta_2=\beta_3=\beta_4=0

H03:β3=β4=0H_{03}:\beta_3=\beta_4=0

H04:β4=0H_{04}:\beta_4=0

直到不拒絕 H0iH_{0i},以確定多項式迴歸模式的最高次為何。(3030 分)

提示:若拒絕 H0iH_{0i},對所有 i≤ai\leq a,且不拒絕 H0iH_{0i},對所有 i>ai>a,則多項式模式最高次為 aa。

(二)請根據上述結果寫出多項式預測模式,並預測月齡為 1010 月的男童體重。假設月齡為 1010 月的男童體重估計變異數為:

s2(Y^)=0.298s^2(\hat{Y})=0.298

請求出該男童體重的 95%95\% 預測區間。(1515 分)

(三)由於每個月齡都有 55 筆資料,純誤差平方和(pure error sum of square,SSPE)為 25.5425.54,請根據(一)的結果,在 5%5\% 的顯著水準下,完成該模式適合度檢定(test for lack of fit)。(1515 分)

🖼️ 本題原卷含圖表。基於試題來源之版權考量,本站不轉載原卷影像; 題目文字已完整轉錄,圖表請自行參閱考選部公告之試題原檔。

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核心觀念

本題考查:

  1. 巢套多項式迴歸模式的部分 FF 檢定。
  2. 以殘差平方和比較不同階數模式。
  3. 個別觀測值的 95%95\% 預測區間。
  4. 缺適合度檢定(lack-of-fit test)。

巢套模式之部分 FF 統計量為

F=(SSER−SSEF)/qMSEFF=\frac{(SSE_R-SSE_F)/q}{MSE_F}

其中:

  • SSERSSE_R:限制模式的殘差平方和;
  • SSEFSSE_F:完整模式的殘差平方和;
  • qq:限制的參數個數;
  • MSEFMSE_F:完整模式的殘差均方。

(一)多項式最高次數之判定

以 M4 作為完整模式,其殘差均方為

MSE4=31.397120=0.262MSE_4=\frac{31.397}{120}=0.262

1. 檢定 H02:β2=β3=β4=0H_{02}:\beta_2=\beta_3=\beta_4=0

此假設表示 M1 已足夠,與 M4 比較。

限制模式為 M1,完整模式為 M4,限制參數個數為 q=3q=3:

F02=(69.224−31.397)/30.262=12.6090.262=48.13F_{02} = \frac{(69.224-31.397)/3}{0.262} = \frac{12.609}{0.262} = 48.13

在 5%5\% 顯著水準下,

F0.95(3,120)≈2.68F_{0.95}(3,120)\approx 2.68

因為

48.13>2.6848.13>2.68

故拒絕 H02H_{02},表示二次、三次、四次項至少有一項具有顯著解釋能力,最高次數不低於二次。


2. 檢定 H03:β3=β4=0H_{03}:\beta_3=\beta_4=0

此假設表示 M2 已足夠,與 M4 比較。

限制參數個數為 q=2q=2:

F03=(42.143−31.397)/20.262=5.3730.262=20.51F_{03} = \frac{(42.143-31.397)/2}{0.262} = \frac{5.373}{0.262} = 20.51

在 5%5\% 顯著水準下,

F0.95(2,120)≈3.07F_{0.95}(2,120)\approx 3.07

因為

20.51>3.0720.51>3.07

故拒絕 H03H_{03},表示三次、四次項至少有一項具有顯著解釋能力,最高次數不低於三次。


3. 檢定 H04:β4=0H_{04}:\beta_4=0

此假設表示 M3 已足夠,與 M4 比較。

限制參數個數為 q=1q=1:

F04=(35.344−31.397)/10.262=3.9470.262=15.06F_{04} = \frac{(35.344-31.397)/1}{0.262} = \frac{3.947}{0.262} = 15.06

在 5%5\% 顯著水準下,

F0.95(1,120)≈3.92F_{0.95}(1,120)\approx 3.92

因為

15.06>3.9215.06>3.92

故拒絕 H04H_{04},表示四次項具有顯著解釋能力。

因此,四次多項式模式 M4 為適當的最高階模式。


(二)預測月齡 10 個月男童之體重

1. 建立預測模式

由(一)得知應採用 M4:

weight^=9.685+0.227x+0.003x2+0.001x3−9.787×10−5x4\widehat{\mathrm{weight}} = 9.685+0.227x+0.003x^2+0.001x^3 -9.787\times 10^{-5}x^4

由於月齡 00 至 2424 個月各有 55 筆資料,月齡平均數為

Month‾=0+1+⋯+2425=12\overline{\mathrm{Month}} = \frac{0+1+\cdots+24}{25} =12

月齡為 1010 個月時,

x=10−12=−2x=10-12=-2

代入預測模式:

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