Lineární regrese

Lineární regrese je matematická metoda používaná pro proložení souboru bodů v grafu přímkou. O bodech reprezentujících měřená data se předpokládá, že jejich x-ové souřadnice jsou přesné, zatímco ypsilonové souřadnice mohou být zatíženy náhodnou chybou, přičemž předpokládáme, že závislost y na x lze graficky vyjádřit přímkou. Pokud měřené body proložíme přímkou, tak při odečítání z grafu bude mezi ypsilonovou hodnotou měřeného bodu a ypsilonovou hodnotou ležící na přímce odchylka. Podstatou lineární regrese je nalezení takové přímky, aby součet druhých mocnin těchto odchylek byl co nejmenší. Lineární regresi lze zobecnit i pro prokládání jinou funkcí než přímkou. Termín lineární regrese proto může označovat dvě částečně odlišné věci:

Lineární regrese představuje aproximaci daných hodnot přímkou metodou nejmenších čtverců. Pokud tuto přímku vyjádříme rovnicí $y=b_{1}+b_{2}x$ , jedná se o nalezení optimálních hodnot koeficientů $b_{1}$ a $b_{2}$ .

V obecnějším případě může lineární regrese znamenat aproximaci daných hodnot $[x_{i},y_{i}]$ takovou funkcí $y=f(x,b_{1},\ldots ,b_{k})$ , kterou lze vyjádřit jako lineární kombinaci funkcí f₁ až f_k: $y=b_{1}f_{1}(x)+\ldots +b_{k}f_{k}(x)$ . Koeficienty $b_{1},\ldots ,b_{k}$ se opět určují metodou nejmenších čtverců.

Ilustrace lineární regrese

Homoskedasticita (homogenita ve varianci) dat je běžným jevem. Avšak její předpoklad může vést k přecenění^[zdroj?!] korelačního koeficientu. V jistých případech je tedy nutné uvážit heteroskedasticitu a použít váženou regresi.

Aproximace přímkou

Uvažujme funkční závislost: $f(x)=ax+b$

Součet čtverců pak bude vypadat takto:

S(a,b)=\sum _{i=1}^{n}{[f(x_{i})-y_{i}]^{2}}=\sum _{i=1}^{n}{(ax_{i}+b-y_{i})^{2}}

kde $[x_{i},y_{i}]$ jsou souřadnice aproximovaných bodů.

Abychom našli minimum součtu (našli koeficienty $a$ , $b$ tak, aby nalezená závislost vhodně aproximovala daná data), položíme obě parciální derivace součtu čtverců rovny nule:

0={\partial S \over \partial a}=2\sum _{i=1}^{n}(ax_{i}+b-y_{i})x_{i}

0={\partial S \over \partial b}=2\sum _{i=1}^{n}(ax_{i}+b-y_{i})

Úpravami obdržíme soustavu:

a\sum _{i=1}^{n}{x_{i}^{2}}+b\sum _{i=1}^{n}{x_{i}}=\sum _{i=1}^{n}x_{i}y_{i}

a\sum _{i=1}^{n}{x_{i}}+bn=\sum _{i=1}^{n}y_{i}

Lze ukázat, že matice této soustavy je regulární pro všechna $n\geq 2$ , a má tedy právě jedno řešení. Obecně lze také ukázat, že v tomto bodě má součet čtverců minimum.

Jejím řešením pro konkrétní hodnoty $x_{i}$ a $y_{i}$ dostaneme konečně hledané hodnoty parametrů $a$ a $b$ .

a={\frac {n\sum {x_{i}y_{i}}-\sum {x_{i}}\sum {y_{i}}}{n\sum {x_{i}^{2}}-\left(\sum {x_{i}}\right)^{2}}}

b={\frac {\sum {x_{i}^{2}}\sum {y_{i}}-\sum {x_{i}}\sum {x_{i}y_{i}}}{n\sum {x_{i}^{2}}-\left(\sum {x_{i}}\right)^{2}}}

Podobný postup lze aplikovat na jakýkoliv druh závislosti i více proměnných.

Pokud je každá hodnota zatížena jinou chybou $\sigma _{i}$ (např. měříme několika různými přístroji), je výhodné zahrnout i toto do aproximace. Označíme-li $\langle x\rangle =\sum _{i=1}^{n}{\frac {x_{i}}{\sigma _{i}^{2}}}$ , potom dostáváme

a={\frac {\langle 1\rangle \langle xy\rangle -\langle x\rangle \langle y\rangle }{\langle 1\rangle \langle x^{2}\rangle -\langle x\rangle ^{2}}}

b={\frac {\langle y\rangle \langle x^{2}\rangle -\langle xy\rangle \langle x\rangle }{\langle 1\rangle \langle x^{2}\rangle -\langle x\rangle ^{2}}}

Přímka procházející počátkem

Pokud je požadováno, aby přímka procházela počátkem, hledá se aproximace $y=ax$ . Pro konstantu $a$ lze odvodit následující vztah:

a={\frac {\sum {x_{i}y_{i}}}{\sum {x_{i}^{2}}}}

Máme-li závislost $y=ax$ a hodnoty jsou zatíženy chybami $\sigma _{i}$ , pak pro odhad parametru $a$ platí $a={\frac {\langle xy\rangle }{\langle x^{2}\rangle }}$ (je užito označení $\langle x\rangle =\sum _{i=1}^{n}{\frac {x}{\sigma _{i}^{2}}}$ a $\sigma _{i}$ značí chybu (směrodatnou odchylku) $i$ -tého měření).

Dále pro rozptyl parametru $a$ platí $V[a]={\frac {1}{\langle x^{2}\rangle }}$ .

Výpočet na počítači

Matlab umožňuje použít funkci P = POLYFIT(X, Y, 1), kde poslední parametr 1 udává, že hledáme koeficienty polynomu prvního řádu. ^{[nedostupný zdroj]}

V Excelu a Calcu (LibreOffice a OpenOffice.org) lze koeficient a zjistit funkcí SLOPE(Y; X) a konstantu b funkcí INTERCEPT(Y; X) . Případně lze oba koeficienty zjistit maticově zadanou funkcí {=LINEST(Y;X)}. V českém Excelu se tato funkce nazývá LINREGRESE.

Obecná lineární regrese

Ilustrace hledání optimální lineární kombinace. Zelená plocha colX představuje prostor, ve kterém se nachází všechny možné lineární kombinace f(X,β)=β₁X₁+β₂X₂. Vektor y, představuje vektor hodnot, ke kterým se aproximace βX snaží přiblížit s nejmenší možnou chybou ε=y−βX, respektive druhou mocninou této chyby. Další popis viz kapitola Odvození: Kolmé vektory v článku Metoda nejmenších čtverců.

V obecnějším případě je možné danými hodnotami $[x_{i};y_{i}]$ , $i=1,\ldots ,n$ proložit funkci $y=f(x,b_{1},\ldots ,b_{k})$ sestavenou jako lineární kombinaci $k$ funkcí $y=b_{1}f_{1}(x)+\ldots +b_{k}f_{k}(x)$ , kde $f_{1}(x),\ldots ,f_{k}(x)$ jsou libovolné (zpravidla lineárně nezávislé) funkce. Regrese se nazývá lineární, neboť funkční předpis $y=f(x,b_{1},\ldots ,b_{k})$ je lineární v proměnných $b_{1},\ldots ,b_{k}$ , tedy v koeficientech, které podrobujeme regresi. Jinými slovy, úlohu lze formulovat algebraicky jako (lineární) metoda nejmenších čtverců.

Lineární regresí je tedy i výše popsané proložení bodů přímkou ( $f_{1}(x)=x$ , $f_{2}(x)=1$ , $f(x)=b_{1}x+b_{2}$ ), ale také parabolou ( $f_{1}(x)=x^{2}$ , $f_{2}(x)=x$ , $f_{3}(x)=1$ , $f(x)=b_{1}x^{2}+b_{2}x+b_{3}$ ) nebo obecným polynomem. Poznamenejme, že s proložením množiny bodů parabolou, resp. obecným polynomem se můžeme v literatuře setkat pod pojmem kvadratická, resp. polynomická (či polynomiální) regrese.[1]

Koeficienty $b_{1},\ldots ,b_{k}$ jsou vypočteny metodou nejmenších čtverců, tedy tak, aby součet druhých mocnin odchylek modelu od daných dat, tj.

S=\sum _{i=1}^{n}(y_{i}-f(x_{i},b_{1},\ldots ,b_{k}))^{2}=\sum _{i=1}^{n}(b_{1}f_{1}(x_{i})+\ldots +b_{k}f_{k}(x_{i})-y_{i})^{2},

byl minimální.

1. způsob výpočtu: parciální derivace

Pro koeficienty, které minimalizují výše uvedené kritérium $S$ , musí platit, že všechny první parciální derivace kritéria podle těchto koeficientů musí být rovny nule.

{\frac {\partial S}{\partial b_{1}}}=\ldots ={\frac {\partial S}{\partial b_{k}}}=0

Dalšími úpravami se lze dostat k soustavě lineárních rovnic:

{\begin{matrix}a_{11}b_{1}&+&\ldots &+&a_{1k}b_{k}&=&a_{1}\\\vdots &&\ddots &&\vdots &=&\vdots \\a_{k1}b_{1}&+&\ldots &+&a_{kk}b_{k}&=&a_{k}\\\end{matrix}}

Kde jednotlivé prvky $a_{jk}$ a $a_{j}$ znamenají:

a_{jk}=\sum _{i=1}^{n}{f_{j}(x_{i})f_{k}(x_{i})}

a_{j}=\sum _{i=1}^{n}{f_{j}(x_{i})y_{i}}

Výše uvedenou soustavu rovnic lze řešit některou z metod uvedených v článku Soustava lineárních rovnic.

2. způsob výpočtu: přeurčená soustava rovnic

Jiným způsobem, jak vypočítat hledané koeficienty, je sestavení přeurčené soustavy rovnic a její vyřešení, opět metodou nejmenších čtverců, ale poněkud odlišným postupem. Přeurčená soustava rovnic může vypadat následovně:

\mathbf {A} \mathbf {x} =\mathbf {b}

\mathbf {A} =\left[{\begin{matrix}f_{1}(x_{1})&\ldots &f_{k}(x_{1})\\\vdots &&\vdots \\f_{1}(x_{n})&\cdots &f_{k}(x_{n})\end{matrix}}\right],\quad \mathbf {x} =\left[{\begin{matrix}b_{1}\\\vdots \\b_{k}\end{matrix}}\right],\quad \mathbf {b} =\left[{\begin{matrix}y_{1}\\\vdots \\y_{n}\end{matrix}}\right],\quad k\leq n.

Hledané koeficienty, umístěné ve vektoru $\mathbf {x}$ , lze, za předpokladu lineární nezávislosti sloupců matice $\mathbf {A}$ , vyjádřit vztahem:

\mathbf {x} =\left(\mathbf {A} ^{T}\mathbf {A} \right)^{-1}\mathbf {A} ^{T}\mathbf {b}

Výpočet na počítači

Matlab umožňuje soustavu rovnic Ax=b řešit velmi snadno pomocí operátoru \ (zpětné lomítko), tedy x = A \ b. Ekvivalentní je funkce MLDIVIDE, tedy x = mldivide(A, b).

V Excelu a Calcu (LibreOffice a OpenOffice.org) lze výše sestavenou přeurčenou soustavu rovnic řešit použitím maticové funkce {=LINEST(known_y's; known_x's; const)} (v českém Excelu LINREGRESE(pole_y; pole_x; b) ), kde první parametr known_y's (česky pole_y) je svislá oblast buněk obsahující složky vektoru b a druhý parametr known_x's (česky pole_x) je oblast obsahující prvky matice A. Výsledný vektor x se nachází ve vodorovné oblasti, přičemž jeho složky jsou umístěny v buňkách v opačném pořadí, tedy b_k je v buňce nejvíce vlevo a b₁ je nejvíce vpravo. Třetí parametr const (česky b) musí být v tomto příkladu roven nule, správné použití tedy je: {=LINEST(b; A; 0)}.

Ovšem nejjednodušším způsobem odhadu parametrů metodou nejmenších čtverců je použití ekonometrického softwaru jako např. STATA, Gretl, Eviews nebo R, kde existují obecné příkazy pro jejich výpočet. Zároveň i tyto programy umožňují jednoduše testovat předpoklady daného modelu.

Převod mocninné a exponenciální regrese na lineární

Na lineární problém lze transformovat i aproximaci mocninnou funkcí $f(x)=a\cdot x^{b}$ nebo aproximaci funkcí exponenciální $f(x)=a\cdot b^{x}$ .

Mocninná funkce

Problém, jak aproximovat původní data $[x_{i},y_{i}]$ křivkou $y=a\cdot x^{b}$ lze převést na podobný problém zlogaritmováním rovnice křivky.

\ln(y)=\ln(a)+b\cdot \ln(x)

,

přičemž místo $\ln(a)$ lze psát $c$ .

\ln(y)=c+b\cdot \ln(x)

Vznikl tak problém, jak aproximovat logaritmovaná původní data $[\ln(x_{i}),\ln(y_{i})]$ přímkou $y=c+b\cdot x$ , který již problémem není. Koeficient $a$ v mocninné funkci lze z koeficientu $c$ vypočítat jako $a=e^{c}$ .

Exponenciální funkce

Problém, jak aproximovat původní data $[x_{i},y_{i}]$ křivkou $y=a\cdot b^{x}$ lze převést na podobný problém zlogaritmováním rovnice křivky.

\ln(y)=\ln(a)+x\cdot \ln(b)

,

přičemž místo konstant $\ln(a)$ a $\ln(b)$ lze psát $c$ a $d$ .

\ln(y)=c+x\cdot d

Na rozdíl od aproximace mocninnou funkcí, stačí z původních dat logaritmovat pouze hodnoty $y_{i}$ a řešit problém, jak aproximovat data $[x_{i},\ln(y_{i})]$ přímkou $y=c+d\cdot x$ . Koeficienty $a$ a $b$ v exponenciální funkci lze z koeficientů $c$ a $d$ vypočítat jako $a=e^{c}$ , $b=e^{d}$ .

Reference

Jiří Likeš, Josef Machek, Matematická statistika, SNTL Praha 1988, s. 165-169

Související články

Externí odkazy

Obrázky, zvuky či videa k tématu lineární regrese na Wikimedia Commons
Lineární regrese tak nebo jinak: https://web.archive.org/web/20061002153201/http://www.kolej.mff.cuni.cz/%7Elmotm275/skripta/sbirka/html/node49.html
Lineární regrese v Microsoft Excel: http://praktika.kvalitne.cz/index.php?clanek=text_navod&text=22 Archivováno 29. 6. 2020 na Wayback Machine
Aproximace obecnou funkcí, přímkou, polynomem, statistika: http://amper.ped.muni.cz/…

This article is issued from Wikipedia. The text is licensed under Creative Commons - Attribution - Sharealike. Additional terms may apply for the media files.

[1] Jiří Likeš, Josef Machek, Matematická statistika, SNTL Praha 1988, s. 165-169