Eine Einführung in R: Das Lineare Modell

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1 Eine Einführung in R: Das Lineare Modell Bernd Klaus, Verena Zuber Institut für Medizinische Informatik, Statistik und Epidemiologie (IMISE), Universität Leipzig 29. November 2012 Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

2 1 Lineare Einfachregression Einleitung MLQ - Schätzung Interpretation und Modelldiagnose 2 Multiple Regression Einleitung Schätzung der Koezienten Einfache Modelldiagnose - Residuenanalyse 3 Umsetzung in R Einfache Regression Modelldiagnose Multiple Regression Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

3 Lineare Einfachregression Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

4 Einleitung Ziel der Regressionsanalyse: Welchen Einuss hat eine Gröÿe X auf eine andere Zufallsvariable Y? Y : metrische Zielvariable, zu erklärende Variable, Regressand X : erklärende Variable, Regressor (zufällig oder deterministisch) Daten: n Realisierungen (y 1, x 1 ),..., (y n, x n ) Ziel der linearen Regression Die Lineare Regression untersucht, ob ein linearer Zusammenhang zwischen X und Y besteht. Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

5 Modell der Linearen Regression Y = β 0 + β 1 X + ε Y : Zielvariable, zu erklärende Variable, Regressand X : erklärende Variable, Regressor ε : unbeobachtbare Fehlervariable, unabhängig und identisch verteilt (in der Regel als N(0, σ)) zu schätzende Koezienten des Models: β 0, β 1 β 0 : Intercept β 1 : Regressionskoezient der Variable X Für i = 1,..., n Beobachtungen: y i = β 0 + β 1 x i + ε i i = 1,..., n Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

6 Annahmen: Lineare Regression Es besteht ein linearer Zusammenhang zwischen X und Y Y ist metrisch und normalverteilt (Kategorial: Logit Regression; Allgemeinere Verteilungen: GLM's) E(y i ) = β 0 + β 1 x i Var(y i ) = σ 2 Homoskedastizität, d.h. die Fehler ε i haben die gleiche Varianz: Var(ε i ) = σ 2 für alle i = 1,..., n Die Fehler ε i, mit i = 1,..., n, sind unabhängig (GegenBsp: Zeitreihendaten) Die Fehler ε sind unabhängig vom Wert der Zielvariable Y Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

7 Beispiel: Simulierte Daten X<-seq(1,6,0.01) epsilon<-rnorm(length(x), mean=0, sd=1) Y<-X+epsilon X Y Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

8 Schätzung der β i β 0 und β 1 können durch Minimierung der Summe des Quadratischen Fehlers geschätzt werden Kleinste Quadrate Schätzer: MLQ MLQ = n i=1( yi (β 0 + β 1 x i ) )2 min! Dies führt zu folgenden Schätzungen für β 0, β 1 und der getteten Wert Ŷ (Regressionsgerade): Schätzungen n i=1 ˆβ 1 = (x i x)(y i ȳ) cov(x,y ) n = i=1 (x i x) 2 var(x ) ˆβ 0 = Ȳ ˆβ 1 X Ŷ = ˆβ 0 + ˆβ 1 X Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

9 Testen des β-koezienten Der Regressionskoezient β 1 der Variable X ist ein Indikator für den linearen Zusammenhang von X und Y. Es gilt: Zusammenhang zwischen β 1 und cor(x, Y ) Daraus folgt: β 1 = cor(x, Y ) σ Y σx β 1 < 0: negativer (linearer) Zusammenhang β 1 = 0: kein (linearer) Zusammenhang β 1 > 0: positiver (linearer) Zusammenhang Es gibt einen einfachen Test, der angibt, ob β 1 signikant ungleich Null ist, d.h. ob ein signikanter Zusammenhang zwischen X und Y besteht. Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

10 Zerlegung der Gesamtstreuung Die Maÿzahl R 2 dient als Hinweis darauf, wie gut ein Regressionsmodell zu den Daten passt. Die Idee hinter diesem Maÿ ist die sogenannte Streuungszerlegung: SQT = n (y i ȳ) 2 = i=1 n (y i ŷ i ) 2 + i=1 } {{ } SQR n (ŷ i ȳ) 2 i=1 } {{ } SQE SQT: Sum of Squares Total, die Gesamtstreuung (Var(Y )) SQE: Sum of Squares Explained, die durch das Modell erklärte Streuung SQR: Sum of Squares Residuals, die Rest- oder Residualstreuung Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

11 Bestimmtheitsmaÿ R 2 Liegen die Punkte (y 1, x 1 ),..., (y n, x n ) alle auf einer Geraden, so ist SQR= 0 und die Gesamtstreuung wäre gleich der erklärten Streuung. Das Bestimmtheitsmaÿ R 2 ist gegeben durch: Zerlegung des R 2 R 2 = SQE SQT = 1 SQR SQT [0, 1] Je gröÿer also das R 2 ist, desto besser passt das Modell zu den Daten. Dabei bedeuten: R 2 = 0: Die erklärte Streuung ist 0, d.h. das Modell ist extrem schlecht; X und Y sind nicht linear abhängig R 2 = 1: Die erklärte Streuung entspricht der Gesamtstreuung, das Modell passt perfekt Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

12 Multiple Regression Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

13 Mehrere erklärende Variablen Fragestellung: Wie ist der Einuss mehrerer Variablen X 1,..., X p auf eine Zielgröÿe Y? Realisierungen: (y 1, x 11,..., x 1p ),..., (y n, x n1,..., x np ) Modell der multiplen linearen Regression mit p erklärenden Gröÿen X = X 1,..., X p : Modell der multiplen linearen Regression Y = X β + ε y i = β 0 + p j=1 β j x ij + ε i i = 1,..., n, j = 1,..., p Dabei ist X = (x ij ) die sogenannte Designmatrix. Vorteil zur einfachen Regression: β j beschreibt den Zusammenhang der j.ten Variable zu Y bedingt auf alle übrigen j 1 Variablen (Kontrolle von ungewollten oder Scheineekten) Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

14 Least-Squares Schätzer β 0, β 1,..., β p können (analog zur einfachen linearen Regression) durch Minimierung der Summe des Quadratischen Fehlers geschätzt werden (Kleinste Quadrate oder Least-Squares): ( n MLQ = i=1 y i (β 0 + β 1 x 1i β p x pi ) )2 min! Der Least-Squares Schätzer ergibt sich nach Umformen zu: ˆβ = (X T X ) 1 X T Y Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

15 Hat-Matrix Die Matrix Hat-Matrix H := X (X T X ) 1 X T bezeichnet man auch als Hat-Matrix, da sie die beobachteten Daten Y in geschätzte Werte Ŷ = HY = X ˆβ verwandelt (puts the hat on Y ). Es gilt folgender Zusammenhang zu dem Residuenvektor: r = Ŷ Y = HY Y = (I n H)Y r N ( 0, (I n H ) σ) Die Residuen besitzen also die Varianz / Kovarianz Var(r i ) = σ 2 (1 h ii ) und Cov(ˆr i, ˆr j ) = σ 2 (1 h ij ), i j Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

16 Residuenanalyse Da die Residuen alle unterschiedliche Varianz besitzen, skaliert man sie auf einheitliche Varianz: r i r i,stud = ˆσ 1 N(0, σ) h ii Frage: Sind die Voraussetzungen für das lineare Modell erfüllt? Zu untersuchen sind: 1 Anpassung des Modells an die Daten: Residuen gegen gettete Wert Ŷ 2 Normalverteilung des Fehlers: QQ-Plot: Quantile der Residuen gegen die theoretische NV 3 Homoskedastizität des Fehlers: Standardisierte Residuen gegen gettete Wert Ŷ, wenn die geeignet mit H standardisierten Residuen abhängig von Ŷ sind, deutet dies auf ungleiche Varianzen der Fehler hin Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

17 Umsetzung in R Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

18 Beispieldaten: airquality Ozone: Mean ozone in parts per billion from 1300 to 1500 hours at Roosevelt Island Solar.R: Solar radiation in Langleys in the frequency band Angstroms from 0800 to 1200 hours at Central Park Wind: Average wind speed in miles per hour at 0700 and 1000 hours at LaGuardia Airport Temp: Maximum daily temperature in degrees Fahrenheit at La Guardia Airport Mit diesen Daten kann untersucht werden, welchen Einuss Sonneneinstrahlung, Wind und Temperatur auf die Ozonwerte haben. Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

19 Beispiel in R Wir laden den Datensatz airquality data(airquality) Wir untersuchen das Modell: Ozone i = β 0 + β 1 Temp i + ε i... also die Abhängigkeit des Ozons von der Temperatur Aufruf der Funktion lm() test <- lm( formula= Ozone Temp, data= airquality) test ist ein Objekt der Klasse lm Ausgabe in R: Coefficients: (Intercept) Temp Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

20 Scatterplot: Ozone Temp plot(temp,ozone) abline(test$coefficients, col=red) Temp Ozone Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

21 Modelldiagnose R 2 und andere Maÿe des Modells : summary(test) Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) e-13 Temp < 2e-16 Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: Koezienten: test$coefficients Gettete Werte Ŷ : test$fitted.values Studentisierte Residuen: ls.diag(test)$std.res Hat-Matrix: ls.diag(test)$hat Verschiedene Diagnoseplots: plot(test) oder plot.lm(test) (u.a. Residuenanalyse) Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

22 Modelldiagnose in R I: Residuen gegen gettete Werte Residuen gegen gettete Werte Ŷ zur Untersuchung der Anpassung des Modells an die Daten Keine systematische Abweichung, z.b. Trend oder U-Form Residuals Residuals vs Fitted Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

23 Modelldiagnose in R II: Residuen-QQ Plot der studentisierten (besondere Standardisierung) gegen die theoretischen (NV) Residuen zur Untersuchung der Normalverteilung des Fehlers Wenn die Residuen normalverteilt sind, sollten sie auf der gestrichelten Geraden liegen Normal Q Q 117 Standardized residuals Theoretical Quantiles Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November lm(ozone 2012 ~ Temp) 23

24 Modelldiagnose in R III: Standardisierte Residuen gegen Ŷ Standardisierte, absolute Residuen gegen gettete Werte Ŷ zur Untersuchung der Homoskedastizität des Fehlers Keine systematische Abweichung, z.b. ansteigende Varianz Standardized residuals Scale Location Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

25 Multiple Regression in R Wir untersuchen nun das Modell: Ozone i = β 0 + β 1 Temp i +β 2 Solar.R i + ε i... also die Abhängigkeit des Ozons von der Temperatur und der Sonneneinstrahlung Aufruf der Funktion lm() model2 <- lm( formula= Ozone Temp + Solar.R, data= airquality) Ausgabe in R: Coefficients: (Intercept) Temp Solar.R Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

26 Ausgabe von summary(model2): Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) e-12 Temp e-15 Solar.R Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: Interpretation: Solar.R besitzt ein β, das signikant von Null verschieden ist (p Wert < 0.05) Das β der Variable Temp verändert sich nur leicht durch die Aufnahme von Solar.R: von zu Das R 2 wird durch die Aufnahme von Solar.R nur noch leicht verbessert: von zu Durch die beiden Variablen Solar.R und Temp kann die Hälfte der Streuung der Ozonmessungen erklärt werden. Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November

27 Spezikation der Regressionsvariablen lm(formula,...) formula: Hier muss das Modell bzw die Variablen des Modelles speziziert werden. Allgemeiner Aufbau der linearen Einfachregression formula= Y X Beispiel: formula= Ozone Temp Allgemeiner Aufbau der multiplen linearen Regression formula= Y X 1 + X X p Beispiel: formula= Ozone Temp + Solar.R Bernd Klaus, Verena Zuber, Das Lineare Modell, 29. November