ANALIZA ZALEŻNOŚCI WIELU ZMIENNYCH.

REGRESJA LINIOWA WIELOKROTNA.

1. Model liniowy regresji wielokrotnej.

, (1)

,
są niezależnymi zmiennymi losowymi o takim samym rozkładzie z wartością średnią 0 i wariancją
.
są błędami losowymi.

Założenia:

1. Obserwujemy wartości zmiennych
   

(zmiennych objaśnianych).

2. 
   , są znane ( zmienne objaśniające )

3. 
   są nieznanymi parametrami modelu

(iv)
,
(losowe błędy ).

Cel eksperymentu - wnioskowanie na temat

parametrów modelu

Wygodny jest zapis macierzowy zależności (1):

Przy zapisie wektora w postaci kolumny oraz oznaczeniu transpozycji przez z' wektora z zależność (1) można zapisać w postaci

Y = X
, (2)

gdzie Y =
jest wektorem zmiennych objaśnianych,
jest wektorem nieznanych współczynników, a
wektorem błędów losowych. Ponadto X jest macierzą wymiaru
postaci, zawierającą zmienne objaśniające:

X =
.

Równanie (2) z przyjętymi założeniami nazywamy liniowym modelem regresji wielokrotnej.

Uwaga. Szczególnymi przypadkami modelu (2) są:

1. model regresji jednokrotnej (liniowej), gdy
   

Y =
.

Wyraz wolny
można traktować jako współczynnik odpowiadający dodatkowej zmiennej objaśniającej

2. prosta próba losowa:
   =
   
   
   +
   ,

gdzie
,
są niezależnymi „błędami”,

Własności wektora losowego Y =
.

,

skąd

=
=
x
,

gdzie
, x'
=
.

Niech
. Wówczas

X
.

Var(
= Var(
=

Var(

Cov(
= 0 dla
, gdyż
są niezależne.

Stąd, definiując macierz kowariancji wektora losowego Y :

=

otrzymujemy

=
I,

gdzie I jest macierzą jednostkową wymiaru
, tzn. mającą na przekątnej 1, a poza przekątną 0.

II. Metoda najmniejszych kwadratów.

Niech b =
będzie ustalonym wektorem, a y =
realizacją wektora zmiennych objaśnianych Y =
.

Niech Q (b) będzie kwadratem odległości wektora y od wektora Xb.

Wówczas

Q (b) =
=

= (y - Xb)'(y - Xb).

Definicja. Wartością estymatora wektora współczynników
wyznaczonym metodą najmniejszych kwadratów (MNK) nazywamy wektor b minimalizujący funkcję Q(
.

Funkcja Q(
osiąga minimum w punkcie b, w którym zerują się pochodne cząstkowe :

b) = 0,
(3)

Q(
jest funkcją kwadratową, stąd (3) jest układem równań liniowych, który w postaci macierzowej przyjmuje postać:

X'Xb = X'y. (4)

Załóżmy, że macierz X'X jest odwracalna ( kolumny są liniowo niezależne ). Wtedy rozwiązaniem równania (4) jest wektor

b = (X'X)
X'y. (5)

Zastępując w (5) y przez Y otrzymujemy estymator MNK wektora współczynników regresji wielokrotnej
postaci:

= (X'X)
X'Y. (6)

Własności estymatora MNK

Stwierdzenie. Niech U będzie r - wymiarowym wektorem losowym o wartości średniej
i macierzy kowariancji
oraz niech A będzie macierzą rozmiaru
. Wówczas dla s - wymiarowego wektora losowego V = AU mamy

= A
oraz
A
A'.

4. 
   dla
   Stąd, obliczając wartość średnią obu stron mamy

, czyli
= A
.

Analogicznie, otrzymujemy

oraz

.

Zatem

Cov(
=
=

=

.

Stąd
A
A'. c.k.d.

Twierdzenie. Estymator
jest nieobciążonym estymatorem
, tzn.
X
oraz

(X'X)
,

D. Wiemy, że
= (X'X)
X'Y,
X
.

Podstawiając w poprzednim twierdzeniu

A = (X'X)
X' otrzymujemy

.

Wykorzystując wzór na macierz kowariancji wektora, własność macierzy: (AB)' = B'A', oraz
=
I mamy

(X'X)
X'(
I) ((X'X)
X')' =

(X'X)
X'(
I) X((X'X)
)' =
(X'X)
,

gdyż macierz (X'X)
jest symetryczna. c.k.d.

W szczególności

Var
(X'X)
,

Np. w przypadku regresji jednokrotnej ( p=2) mamy:

Var
(X'X)
=
.

Wartość przewidywana dla i-tej obserwacji:

= x'

.

Wektor wartości przewidywanych:

= X
= X(X'X)
X'Y = HY,

gdzie H = X(X'X)
X'.

Uwaga. Macierz H jest symetryczna ( H = H' ) oraz

H
y = Hy dla każdego wektora y.

Wartości resztowe (rezydua).

e =
Y -
= (I - H)Y = wektor

rezyduów

Stwierdzenie.

(i) E(e)
,

(ii)
( I - H ).

D. (i)
= E(X
) = X E(
) = X
=
Y)

E(e) = E(Y -
) =
(Y) -
=
.

2. 
   (I - H)
   I(I - H)' =
   (I - 2H + H
   ) =

=
(I - H),

gdyż H
= H.

Niech

SSE =
e'e.

Można pokazać, że

E(e'e) =
.

Stąd błąd średniokwadratowy (zdefiniowany podobnie jak dla regresji jednokrotnej)

e'e =

jest nieobciążonym estymatorem wariancji
.

Liczbę
nazywamy liczbą stopni swobody sumy kwadratów błędów = liczba niezależnych obserwacji n pomniejszona o liczbę więzów nakładanych na
, równą p.

Stąd, wobec

(X'X)
oraz
, otrzymujemy błędy standardowe estymatorów
współczynników
jako pierwiastki z

(
(X'X)
,

Określimy współczynnik determinacji wielokrotnej.

Ocena „dobroci” dopasowania modelu regresji wielokrotnej.

= całkowita suma kwadratów

( Total Sum of Sqaures )

( miara zmienności samych
.

= regresyjna ( modelowa ) suma

kwadratów ( Regression ( Model )

Sum of Squares

( miara zmienności
.

Można pokazać:

.

=
+

R
=
=
= współczynnik

determinacji wielokrotnej

= zmienność wyjaśniona przez model/ zmienność

całkowita

Im mniejsze
tym model bardziej adekwatny.

Współczynnik determinacji jest miarą stopnia dopasowania modelu do obserwacji ( ocenia jakość tego dopasowania ).

Testy dla wektora współczynników
.

(A)

,

co najmniej jeden ze współczynników
jest różny od 0.

Niech:

SSE =
,

SSR =
.

Jeśli
jest prawdziwa, to

(a)
,
oraz

zmienne losowe SSR i SSE są niezależne.

(b) Statystyka

=

ma rozkład F Snedecora z
i
stopniami swobody.

Zbiór krytyczny testu hipotezy
przeciw
na poziomie istotności
ma postać:

(B) Niech

- ustalone.

,

Wiemy, że

~
.

W szczególności, jeśli
jest prawdziwa, to

.

Stąd zbiór krytyczny ma postać:

.

Prognoza wartości
na podstawie x

Obserwowane
:

,

Nieobserwowane

,

gdzie
są niezależnymi zmiennymi losowymi o rozkładach
.

W notacji wektorowej

Y(x
) = x
'
+

gdzie x
= (
,

Zadanie:

(a) ocena ( estymacja ) wartości średniej

=
x
)] zmiennej objaśnianej w sytuacji, gdy wektorem zmiennych objaśniających jest x

(b) przewidywanie ( prognoza ) wartości Y(x
).

1. Estymacja
   :

= E(x
'
+
) = E(x
'
) + E(
) = x
'
.

Niech
x
) = x
'
- estymator
.

(x
'
) = x
'E(
) = x
'
=
.

Zatem
x
) jest nieobciążonym estymatorem
.

= x
'
x
=
x
' (X'X)
x

Stąd błąd standardowy estymatora
x
)

,

co pozwala otrzymać granice przedziału ufności dla
na poziomie ufności
jako realizacje zmiennych

.

2. Prognoza Y(x
   ) = x
   '
   +
   przy pomocy
   x
   ).

Podobnie jak dla regresji jednokrotnej obliczamy

=
(1 + x
' (X'X)
x
)

Stąd błąd standardowy estymatora

,

co pozwala otrzymać granice przedziału ufności Y(x
) dla na poziomie ufności
jako realizacje zmiennych

Diagnostyka modelu regresji

1. Wykres rezyduów pozwala wykryć odstępstwa od modelu, podobnie jak w przypadku regresji jednokrotnej, takie jak: nieliniowość równania regresji, skorelowanie i niejednakowa wariancja błędów, rozkład błędów różny od normalnego.

2. Identyfikacja obserwacji odstających - realizacji zmiennych, które nie spełniają zależności (1):

.

Możliwe powody: błędny zapis danych lub zależność (1) prawdziwa tylko w pewnym zakresie zmiennych objaśniających.

Wiemy:
( I - H ).

Stąd błąd standardowy i - go rezyduum

, gdzie
= H
= i - ty element diagonalny macierzy H,

Studentyzowana wartość resztowa:

niweluje różną zmienność rozkładów rezyduów.

Wykres {(
pozwala zidentyfikować duże wartości, które prawdopodobnie odpowiadają niektórym obserwacjom odstającym, za wyjątkiem tych dla których wartość

jest mała.

Identyfikację obserwacji odstających poprawimy rozpatrując modyfikację rezyduów:

,

gdzie
jest wartością przewidywaną zmiennej objaśnianej dla x = x
w modelu regresji, w którym usunęliśmy obserwację
, tzn. skonstruowanym dla danych:

J
=
x
,Y
),
}.

= rezyduum modyfikowane

= studentyzowane rezyduum

modyfikowane

Można pokazać, że

~
.

Duża wartość
wskazuje, że obserwacja i - ta jest odstająca

(a) Testujemy n hipotez:

Obserwacja i - ta nie jest odstająca

przeciw

Obserwacja i - ta jest odstająca.

(b)
żadna obserwacja nie jest odstająca

przeciw

są obserwacje odstające

Przyjmujemy
, jeśli przyjmiemy co najmniej jedną hipotezę
. Wówczas poziom istotności takiego testu ustalamy z zależności (przy założeniu, że
jest prawdziwa):

P(
{
nie odrzucone}) = 1 -
{
odrzucone})
odrzucone }) = 1 -
,

stąd
odrzucone )
= ograniczenie na poziom istotności testu z (b), zatem
powinno być poziomem istotności indywidualnych testów w (a).

Rzeczywisty poziom takiego testu jest znaczne niższy niż
( ze względu na grube oszacowanie ), zatem test znajduje mniej obserwacji odstających niż test dokładnie na poziomie istotności
.

Identyfikacja obserwacji wpływowych.

Obserwacja wpływowa, to taka, której usunięcie ze zbioru danych powoduje duża zmianę wektora estymatorów MNK. Podejrzane są o to:

9. obserwacje odstające

2. obserwacje, dla których wektor zmiennych objaśniających różni się znacznie od wektora średnich
   . Miarą odstępstwa x
   od
   jest i - ty wyraz diagonalny macierzy H :
   , ponieważ wiadomo, że

oraz dla każdego i
,

zatem można przyjąć, że typowa wartość
nie przekracza znacznie wartości
. W praktyce przyjmujemy, że obserwacja (x
, dla której

może być potencjalnie obserwacją wpływową.

Wówczas usuwamy ją ze zbioru danych i sprawdzamy na ile zmienił się wektor estymatorów MNK.

(iii) Odległość Cooke'a definiujemy

,

gdzie
jest wartością przewidywaną dla j - tej obserwacji
na podstawie danych z usuniętą i - tą obserwacją.

Wartość

odpowiada wpływowi, jaki na prognozę znanych wartości zmiennej objaśnianej ma usunięcie ze zbioru danych i - tej obserwacji.

Duża wartość
wskazuje, że obserwacja i - ta jest wpływowa.

Współliniowość występuje, gdy niektóre zmienne są liniowo zależne, np.

oraz
.

Wówczas - nie ma jednoznacznego modelu, można zredukować liczbę zmiennych objaśniających.

Wykrywamy współliniowość lub zależność bliską współliniowości następująco:

1. 
   (x
   ,x
   jest bliski 1.

(ii) Wartość współczynnika determinacji

wielokrotnej
obliczonego dla hipotetycznego modelu,

w którym x
jest zmienną objaśnianą a pozostałe x
,
, są zmiennymi objaśniającymi, jest bliska 1. Równoważnie, wartość tzw. współczynnika podbicia

(ang. - variance inflation factor ):

jest duża.

Wybór zmiennych objaśniających w liniowym modelu regresji

Cel - selekcja zmiennych objaśniających aby otrzymać model najprostszy.

Metody selekcji sekwencyjnej:

1. Metoda eliminacji

Krok 1. Model uwzględnia wszystkie potencjalnie ważne zmienne objaśniające.

Krok 2. Zakładając prawdziwość modelu testujemy indywidualne hipotezy o istotności poszczególnych zmiennych:

przeciw
,
.

Jeśli
prawdziwa, to
.

Obliczamy p - wartość dla każdego i:

p
=
.

Odrzucamy tę zmienną, dla której p
jest maksymalne i większe od przyjętego poziomu z istotności
.

Krok 3. Zakładamy prawdziwość modelu z usuniętą zmienną i powracamy do kroku 2 celem potencjalnego usunięcia zmiennej następnej ( o ile istnieje zmienna, dla której p
>
).

Procedurę kończymy, gdy w pewnym kroku wszystkie p - wartości są mniejsze od poziomu istotności
, tzn wszystkie zmienne są istotne.

2. Metoda dołączania

Krok 1. Model zawiera tylko stałą.

Krok 2. Spośród możliwych zmiennych wybieramy tę, dla której p - wartość jest najmniejszą mniejszą od
.

Dodajemy tę zmienną do modelu.

Krok 3. Powtarzamy krok 2 wykorzystując pozostałe możliwe zmienne.

Procedurę kończymy, gdy nie istnieje już zmienna, dla której p - wartość jest mniejsza od
.

Wada metod sekwencyjnych - nie można pozbyć się zmiennej źle wybranej na pewnym etapie. Tej wady nie ma

3. Metoda selekcji ( regresji ) krokowej - w każdym kroku można odrzucić lub dodać zmienną.

Np.

Wybrano już zmienne
ze zbioru
.

Postępujemy jak w metodzie dołączania: załóżmy, że dla
p - wartość jest najmniejsza i mniejsza niż
, czyli dołączamy ją do uprzednio wybranych zmiennych.

Następnie metodą eliminacji sprawdzamy czy któraś ze zmiennych
nie jest zbyteczna.

Postępowanie to powtarzamy w każdym kroku. Dołączając nową zmienną sprawdzamy, czy któraś ze zmiennych uprzednio wybranych nie jest zbyteczna.

Przykład. Zbadano następujące cechy 24 samochodów:

Y - średnie zużycie paliwa na 100 km ( zmienna

objaśniana )

- pojemność silnika (cm
)

- moc silnika (KM)

- ładownosć (l)

- masa (kG)

- długość (cm)

- szerokość (cm ).

Wykresy rozproszenia wskazują na silną zależność zużycia paliwa od: masy, pojemności, mocy,

umiarkowanie silną zależność od szerokości i długości,

oraz brak zależności od ładowności.

Współczynniki determinacji dla regresji jednokrotnych wynoszą np.

= 0,77 dla pary: zużycie paliwa, pojemność,

= 0,76 dla pary: zużycie paliwa, moc,

= 0,60 dla pary: zużycie paliwa, szerokość.

Współczynnik determinacji wielokrotnej

(dla całego modelu ze wszystkimi sześcioma zmiennymi objaśniającymi ) = 0,87.

jest odrzucona przez test F

( p - wartość mniejsza od 0,001 ).

Indywidualne testy istotności współczynników :

przeciw
,

na poziomie istotności 0,05 pozwalają przyjąć hipotezę alternatywną tylko dla i = 4, 6, czyli możemy stwierdzić, że współczynniki odpowiadające masie i szerokości są istotnie różne od 0. Dla modelu z tymi zmiennymi objaśniającymi
= 0,83. Dołączenie indywidualne pozostałych zmiennych nie poprawia
.

---