Регрессионный анализ

Регрессио́нный анализ — статистический метод исследования влияния одной или нескольких независимых переменных $X_{1},X_{2},...,X_{p}$ на зависимую переменную $Y$. Независимые переменные иначе называют регрессорами или предикторами, а зависимые переменные — критериальными. Терминология зависимых и независимых переменных отражает лишь математическую зависимость переменных (см. Ложная корреляция), а не причинно-следственные отношения.

Цели регрессионного анализа

1. Определение степени детерминированности вариации критериальной (зависимой) переменной предикторами (независимыми переменными)
2. Предсказание значения зависимой переменной с помощью независимой(-ых)
3. Определение вклада отдельных независимых переменных в вариацию зависимой

Регрессионный анализ нельзя использовать для определения наличия связи между переменными, поскольку наличие такой связи и есть предпосылка для применения анализа.

Математическое определение регрессии

Строго регрессионную зависимость можно определить следующим образом. Пусть $Y,X_{1},X_{2},\ldots ,X_{p}$ — случайные величины с заданным совместным распределением вероятностей. Если для каждого набора значений $X_{1}=x_{1},X_{2}=x_{2},\ldots ,X_{p}=x_{p}$ определено условное математическое ожидание

$y(x_{1},x_{2},\ldots ,x_{p})=\mathbb {E} (Y\mid X_{1}=x_{1},X_{2}=x_{2},\ldots ,X_{p}=x_{p})$ (уравнение регрессии в общем виде),

то функция $y(x_{1},x_{2},\ldots ,x_{p})$ называется регрессией величины $Y$ по величинам $X_{1},X_{2},\ldots ,X_{p}$, а её график — линией регрессии $Y$ по $X_{1},X_{2},\ldots ,X_{p}$, или уравнением регрессии.

Зависимость $Y$ от $X_{1},X_{2},\ldots ,X_{p}$ проявляется в изменении средних значений $Y$ при изменении $X_{1},X_{2},\ldots ,X_{p}$. Хотя при каждом фиксированном наборе значений $X_{1}=x_{1},X_{2}=x_{2},\ldots ,X_{p}=x_{p}$ величина $Y$ остаётся случайной величиной с определённым распределением.

Для выяснения вопроса, насколько точно регрессионный анализ оценивает изменение $Y$ при изменении $X_{1},X_{2},...,X_{p}$, используется средняя величина дисперсии $Y$ при разных наборах значений $X_{1},X_{2},...,X_{p}$ (фактически речь идет о мере рассеяния зависимой переменной вокруг линии регрессии).

В матричной форме уравнение регрессии (УР) записывается в виде: $Y=BX+U$, где $U$ — матрица ошибок. При обратимой матрице X◤X получается вектор-столбец коэффициентов B с учётом U◤U=min(B). В частном случае для Х=(±1) матрица X◤X является рототабельной, и УР может быть использовано при анализе временны́х рядов и обработке технических данных.

Метод наименьших квадратов (расчёт коэффициентов)

На практике линия регрессии чаще всего ищется в виде линейной функции $Y=b_{0}+b_{1}X_{1}+b_{2}X_{2}+...+b_{N}X_{N}$ (линейная регрессия), наилучшим образом приближающей искомую кривую. Делается это с помощью метода наименьших квадратов, когда минимизируется сумма квадратов отклонений реально наблюдаемых ${Y}$ от их оценок ${\hat {Y}}$ (имеются в виду оценки с помощью прямой линии, претендующей на то, чтобы представлять искомую регрессионную зависимость):

$\sum _{k=1}^{M}(Y_{k}-{\hat {Y_{k}}})^{2}\to \min$

($M$ — объём выборки). Этот подход основан на том известном факте, что фигурирующая в приведённом выражении сумма принимает минимальное значение именно для того случая, когда $Y=y(x_{1},x_{2},...x_{N})$.

Для решения задачи регрессионного анализа методом наименьших квадратов вводится понятие функции невязки:

$\sigma ({\bar {b}})={\frac {1}{2}}\sum _{k=1}^{M}{(Y_{k}-{\hat {Y}}_{k})^{2}}$

Условие минимума функции невязки:

$\left\{{\begin{matrix}{\frac {\partial \sigma ({\bar {b}})}{\partial b_{i}}}=0\\i=0...N\end{matrix}}\right.\Leftrightarrow {\begin{cases}\sum \limits _{i=1}^{M}{y_{i}}=\sum \limits _{i=1}^{M}{\sum \limits _{j=1}^{N}{b_{j}x_{i,j}}}+b_{0}M\\\sum \limits _{i=1}^{M}{y_{i}x_{i,k}}=\sum \limits _{i=1}^{M}{\sum \limits _{j=1}^{N}{b_{j}x_{i,j}x_{i,k}}}+b_{0}\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,k}}\\k=1,\ldots ,N\end{cases}}$

Полученная система является системой $N+1$ линейных уравнений с $N+1$ неизвестными $b_{0},\ldots ,b_{N}$.

Если представить свободные члены левой части уравнений матрицей

$B=\left({\begin{matrix}\sum \limits _{i=1}^{M}{y_{i}}\\\sum \limits _{i=1}^{M}{y_{i}x_{i,1}}\\\vdots \\\sum \limits _{i=1}^{M}{y_{i}x_{i,N}}\end{matrix}}\right),$

а коэффициенты при неизвестных в правой части — матрицей

$A=\left({\begin{matrix}M&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,1}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,2}}&...&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,N}}\\\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,1}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,1}x_{i,1}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,2}x_{i,1}}&...&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,N}x_{i,1}}\\\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,2}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,1}x_{i,2}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,2}x_{i,2}}&...&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,N}x_{i,2}}\\\vdots &\vdots &\vdots &\ddots &\vdots \\\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,N}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,1}x_{i,N}}&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,2}x_{i,N}}&...&\sum \limits _{i=1}^{M}{x_{i,N}x_{i,N}}\end{matrix}}\right),$

то получаем матричное уравнение: $A\times X=B$, которое легко решается методом Гаусса. Полученная матрица будет матрицей, содержащей коэффициенты уравнения линии регрессии:

$X=\left({\begin{matrix}b_{0}\\b_{1}\\\vdots \\b_{N}\end{matrix}}\right)$

Для получения наилучших оценок необходимо выполнение предпосылок МНК (условий Гаусса — Маркова). В англоязычной литературе такие оценки называются BLUE (Best Linear Unbiased Estimators — «наилучшие линейные несмещенные оценки»). Большинство исследуемых зависимостей может быть представлено с помощью МНК нелинейными математическими функциями.

Интерпретация параметров регрессии

Параметры $b_{i}$ являются частными коэффициентами корреляции; $(b_{i})^{2}$ интерпретируется как доля дисперсии Y, объяснённая $X_{i}$, при закреплении влияния остальных предикторов, то есть измеряет индивидуальный вклад $X_{i}$ в объяснение Y. В случае коррелирующих предикторов возникает проблема неопределённости в оценках, которые становятся зависимыми от порядка включения предикторов в модель. В таких случаях необходимо применение методов анализа корреляционного и пошагового регрессионного анализа.

Говоря о нелинейных моделях регрессионного анализа, важно обращать внимание на то, идет ли речь о нелинейности по независимым переменным (с формальной точки зрения легко сводящейся к линейной регрессии), или о нелинейности по оцениваемым параметрам (вызывающей серьёзные вычислительные трудности). При нелинейности первого вида с содержательной точки зрения важно выделять появление в модели членов вида $X_{1}X_{2}$, $X_{1}X_{2}X_{3}$, свидетельствующее о наличии взаимодействий между признаками $X_{1}$, $X_{2}$ и т. д. (см. Мультиколлинеарность).

См. также

• Корреляция
• Мультиколлинеарность
• Автокорреляция
• Перекрёстная проверка
• Линейная регрессия на корреляции

Литература

• Дрейпер Н., Смит Г. Прикладной регрессионный анализ. Множественная регрессия = Applied Regression Analysis. — 3-е изд. — М.: «Диалектика», 2007. — С. 912. — ISBN 0-471-17082-8.
• Фёрстер Э., Рёнц Б. Методы корреляционного и регрессионного анализа = Methoden der Korrelation - und Regressiolynsanalyse. — М.: Финансы и статистика, 1981. — 302 с.
• Захаров С. И., Холмская А. Г. Повышение эффективности обработки сигналов вибрации и шума при испытаниях механизмов // Вестник машиностроения : журнал. — М.: Машиностроение, 2001. — № 10. — С. 31—32. — ISSN 0042-4633.
• Радченко С. Г. Устойчивые методы оценивания статистических моделей: Монография. — Киев: ПП «Санспарель», 2005. — С. 504. — ISBN 966-96574-0-7, УДК: 519.237.5:515.126.2, ББК 22.172+22.152.
• Радченко С. Г. Методология регрессионного анализа: Монография. — Киев: «Корнийчук», 2011. — С. 376. — ISBN 978-966-7599-72-0.

[[Категория:Теория оценивания}]