Метод Белсли

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)

Текущая версия

Belsley, Kuh и Welsch предложили метод анализа мультиколлинеарности основанный на индексах обусловленности(the scaled condition indexes) и дисперсионных долях(the variance-decomposition proportions).

Содержание

[убрать]

1 Разложение линейной модели
2 Выявление мультиколлинеарности
3 Смотри также
4 Литература

Разложение линейной модели

Рассматривается линейная регрессионная модель:

(1)

$y=X \beta + \varepsilon,$

где $y$ -– $n$ -мерный вектор зависимой переменной, $X$ -- $n \times p$ , $(n>p)$ матрица признаков, $\beta$ -- $p$ -мерный вектор неизвестных коэффициентов, параметров линейной регрессионной модели. Предполагается, что $n$ -мерный вектор случайного возмущения $\varepsilon$ имеет нулевое матожидание и ковариационную матрицу ${\sigma}^2 I$ , где $I$ -- $n \times n$ единичная матрица, а ${\sigma}^2>0$ . Будем считать что $X$ имеет ранг $p$ .

Сингулярное разложение

Если есть коллинеарность между признаками согласно Бэлсли имеет смысл использовать сингулярное разложение(SVD), чтобы определить вовлеченные переменные. Матрица сингулярного разложения $X$ определяется как:

(2)

$X=UDV^T.$

Здесь матрица $U$ -- $n \times p$ ортогональная. Матрица $D$ -- $p \times p$ диагональная прямоугольная, на диагонали которой стоят неотрицательные числа, сингулярными значениями $X$ . Диагональной прямоугольной назовем матрицу, ненулевые элементы которой имеют координаты вида $(i,i), i \in {1, \dots, p}.$ Матрица $V$ -- $p \times p$ ортогональная, ее столбцы -- собственные вектора $X^T X$ . Существование коллинеарной зависимости влечет близость к нулю некоторых сингулярных значений. Будем считать, что $(p - s)$ сингулярных значений близки к нулю. $d_{jj}$ , или просто $d_{j}$ , элементы матрицы $D$ упорядочены так, что
$d_{1} \geq d_{2} \geq ...\geq d_{s} \geq ... \geq d_{p} \geq 0$

Выявление части разложения ответственного за мультиколлинеарность

Рассмотрим разбиение

(3)

$D=\begin{pmatrix} D_{s\times s} & O_{s \times (p-s)} \\ O_{(p-s) \times s} & D_{(p-s)\times (p-s)} \end{pmatrix}. </p>$

Для такого разбиения $D_{s\times s}$ и $D_{(p-s)\times (p-s)}$ -- диагональные матрицы, а оставшиеся два недиагональных блока -- нулевые. Матрица $D_{s\times s} = D_S$ содержит достаточно большие сингулярные значения, а $D_{(p-s)\times (p-s)} = D_N$ содержит близкие к нулю сингулярные значения. Теперь разделим $U$ и $V$ :

$U=(U_{n\times s} U_{n \times (p-s)}) = (U_S U_N) </p>$

(4)

$V=(V_{p\times s} V_{p \times (p-s)}) = (V_S V_N), </p>$

где $U_{S}$ и $V_{S}$ соответствуют первым $s$ наибольшим сингулярным значениям, а $U_{N}$ и $V_{N}$ содержат $(p-s)$ векторов, соответствующих малым сингулярным значениям. Матрица $U$ ортогональна, т.е. $U^T U=I_{p \times p}$ , так же как и $U_{S}$ и $U_{N}$ . Таким образом
выполнено

$U^{T}_{S} U_{S}=I_{s \times s}$
$U^{T}_{N} U_{N}=I_{(p-s) \times (p-s)}$
$U^{T}_{S} U_{N}=O_{s \times (p-s)}$

(5)

$U^{T}_{N} U_{S}=O_{(p-s) \times s}$

Так как $V$ тоже ортогональная, то верно

$V^{T}_{S} V_{S}=I_{s \times s}$
$V^{T}_{N} V_{N}=I_{(p-s) \times (p-s)}$
$V^{T}_{S} V_{N}=O_{s \times (p-s)}$

(6)

$V^{T}_{N} V_{S}=O_{(p-s) \times s}.$

Здесь $O_n$ -- нулевая матрица размера $n$ . Таким образом, используя (2)-(6), запишем разложение:

(7)

$X=UDV^T=U_{S} D_{S} V_{S}^T + U_{N} D_{N} V_{N}^T$

Обозначим слагаемые в правой части как

$X_{S}=U_{S} D_{S} V_{S}^T$

(8)

$X_{N}=U_{N} D_{N} V_{N}^T$

Заметим что получившиеся матрицы ортогональны:

(9)

$X_{S}^{T} X_{N} = O,$

что обеспечивает возможность ортогонального разложения $X$ :

(10)

$X=X_{S}+X_{N}.$

Согласно нашим предположениям $X$ имеет ранг $p$ , и, следовательно, $X_{S}$ и $X_{N}$ имеют ранг $s$ и $(p-s)$ соответственно. Тогда для разложения (2) :

(11)

$X(V_{S} V_{N})=(U_{S} U_{N}) \begin{pmatrix} D_{S} & O \\ O & D_{N} \\ </p> \end{pmatrix}$

Далее получаем

(12)

$X V_{S}=X_{S} V_{S}=U_{S} D_{S}$

(13)

$X V_{N}=X_{N} V_{N}=U_{N} D_{N} \approx O$

Равенства в (12) и (13) получаются из (8) и (10), ссылаясь на то, что из ортогональности $V$ следует $V^T_N V_S = O$ . Это значит что полученная нами матрица $X_S$ содержит всю информацию и только ее, входящую в $X$ , и при этом свободна от коллинеарности, связанной с остальными $(p-s)$ собственными векторами.
Соответственно $X_N$ содержит только информацию связанную с коллинеарностью. Она порождает дополнительное пространство $\mathbb R^{\mathrm (p-s)}$ . Это пространство, связанное с элементами матрицы $D_N$ близкими к нулю, называется квази-нулевым пространством.

Получение выражения для ковариации параметров модели

Следовательно, предложенное разложение выделяет $X_S$ , часть $X$ , содержащую $s$ основных компонентов, которые в меньшей степени коллинеарны. $X^N$ же содержит информацию связанную с $p-s$ компонентами которые участвуют в коллинеарных зависимостях. Переменные, входящие в коллинеарности, это те, которые имеют наибольшие координаты в столбцах матрицы $V_N$ . Вектор $\beta$ минимизирует ошибку методом наименьших квадратов:

(14)

$\beta=(X^T X)^{-1} X^T y = X^{+}y$

где $X^{+}$ -- псевдообратная матрица $X$ . Последнее равенство выполняется только если $X$ имеет полный ранг. Используя предыдущее разложение может быть показано что:

(15)

$(X^T X)^{-1}=V D^{-2} V^T =V_S D^{-2}_S V_S^T + V_N D^{-2}_N V_N^T= (X^T_S X_S)^{+} +(X^T_N X_N)^{+}.$

Последнее равенство использует то, что $X^T_S X_S=V_S D^{2}_S V_S^T$ -- сингулярное разложение $X^T_S X_S$ и, следовательно, $(X^T_S X_S)^{+}=V_S D^{-2}_S V_S^T$ . Для $(X^T_N X_N)^{+}$ аналогично.
Подставляя (15) и (7) в (14) получаем выражение для параметров модели:

(16)

$\beta=V_S D^{-1}_S U_S^T y + V_N D^{-1}_N U_N^T y=X^{+}_S y + X^{+}_N y = {\beta}_S + {\beta}_N$

Окончательно модель:

(17)

$y=(X_S + X_N)({\beta}_S + {\beta}_N) +e.$

Здесь $e$ -- вектор регрессионных остатков.
Из (15) получаем выражение для ковариации параметров модели:

(18)

$Cov(\beta) = {\sigma}^2 (X^T X)^{-1}= {\sigma}^2 [V_S D^{-2}_S V_S^T + V_N D^{-2}_N V_N^T]={\sigma}^2 [(X^T_S X_S)^{+} +(X^T_N X_N)^{+} ] = Cov({\beta}_S) + Cov({\beta}_N)$

Элементы на главной диагонали $(X^T_N X_N)^{-1}$ это VIF, которые могут быть разложены на компоненты, соответствующие каждому ${\beta}_{Si}$ и ${\beta}_{Ni} (i=1,2,...,p).$
$D=\begin{pmatrix} D_{s\times s} & O_{s \times (p-s)} \\ O_{(p-s) \times s} & D_{(p-s)\times (p-s)} \end{pmatrix}.$

Выявление мультиколлинеарности

Мы будем исследовать мультиколлинеарность, использую собственные значения признаков. Мультиколлинеарность влечет близость к нулю одного или более собственных значений, а соответствующие им собственные вектора содержат информацию о зависимостях между признаками. Предложенное разложение помогает выявить переменные, которые показывают наибольшую вовлеченность в зависимости.
Из (16) получаем:

(19)

${\beta}_i={\beta}_{Si}+{\beta}_{Ni}=\sum^{s}_{j=1} { \frac{{\upsilon}_{ij}}{d_j}} \sum^{n}_{l=1} { {u}_{lj}}{y_l} + \sum^{n}_{j=s+1} { \frac{{\upsilon}_{ij}}{d_j}} \sum^{n}_{l=1} { {u}_{lj}}{y_l}$

где $V=({\upsilon}_{ij})$ и $U=({u}_{ij})$ . Значения ${\beta}_{Si}$ и ${\beta}_{Ni}$ зависят от элементов $U$ и $y$ , и от соотношений $\frac{{\upsilon}_{ij}}{d_j}$ , определяющих соотношения между признаками. Значения $d_j$ всегда больше нуля (мы считаем что ранг $X$ равен $p$ ), тогда как ${\upsilon}_{ij}$ принимает значения от -1 до 1. Отрицательные значения ${\upsilon}_{ij}$ могут привести к тому, что ${\beta}_{Si}$ и ${\beta}_{Ni}$ будут разных знаков. При этом один из параметров может иметь абсолютное значение больше $\beta$ . Для собственных векторов, соответствующих очень маленьким собственным значениям, верно, что большие абсолютные значения ${\upsilon}_{ij}$ означают вовлеченность соответствующих переменных в мультиколлинеарность. Если несколько собственных значений близки к нулю, то мы можем пересмотреть понятие близости к нулю. Тем самым, мы увеличим порядок $(p-s)$ . Это обычно приводит к уменьшению абсолютных значений ${\beta}_{Si}$ и увеличению ${\beta}_{Ni}$ . Если $(p-s)$ соответствует числу индексов обусловленности, существование зависимостей ${\beta}_{Si}$ может рассматриваться как общие значения параметров метода наименьших квадратов. Это позволяет избежать случая несоответствия знака параметра экспертной модели. С помощью разложения мы можем получить нужный знак ${\beta}_{Si}$ , в то же время часть значений параметров ${\beta}_{Ni}$ будет иметь противоположный знак и большее абсолютное значение.
Чтобы лучше исследовать влияние коллинеарности на параметры линейной регрессии, ковариационная матрица может быть переписана как:

(20)

$Cov({\beta}_{Si})={\sigma}^2 \left( \begin{array}{ccc} \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{1l}^2}{d_l^2}} & \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{1l} {\upsilon}_{2l}}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{1l} {\upsilon}_{pl}}{d_l^2}}\\ \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{2l} {\upsilon}_{1l}}{d_l^2}} & \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{2l}^2}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{s}_{l=1}{ \frac{{\upsilon}_{2l} {\upsilon}_{pl}}{d_l^2}} \\ \cdots & \cdots & \cdots & \cdots \\ \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{pl} {\upsilon}_{1l}}{d_l^2}} & \sum^{s}_{l=1}{ \frac{{\upsilon}_{pl} {\upsilon}_{2l}}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{s}_{l=1} { \frac{{\upsilon}_{pl}^2}{d_l^2}} \\ \end{array} \right)$

(21)

$Cov({\beta}_{Ni})={\sigma}^2 \left( \begin{array}{ccc} \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{1l}^2}{d_l^2}} & \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{1l} {\upsilon}_{2l}}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{1l} {\upsilon}_{pl}}{d_l^2}}\\ \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{2l} {\upsilon}_{1l}}{d_l^2}} & \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{2l}^2}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{p}_{l=s+1}{ \frac{{\upsilon}_{2l} {\upsilon}_{pl}}{d_l^2}} \\ \cdots & \cdots & \cdots & \cdots \\ \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{pl} {\upsilon}_{1l}}{d_l^2}} & \sum^{p}_{l=s+1}{ \frac{{\upsilon}_{pl} {\upsilon}_{2l}}{d_l^2}} & \cdots & \sum^{p}_{l=s+1} { \frac{{\upsilon}_{pl}^2}{d_l^2}} \\ \end{array} \right)$

Отклонение каждого ${\beta}_{i}$ может быть выражено как

(22)

$Var({\beta}_{i})= {\sigma}^2 \sum^{p}_{j=1} { \frac{{\upsilon}_{ij}^2}{d_j^2}}$

Из (18) мы можем разделить отклонение:

(23)

$Var({\beta}_{i})=Var({\beta}_{Si})+Var({\beta}_{Ni})= {\sigma}^2 [{VIF}_{Si} +{VIF}_{Ni}]= {\sigma}^2 \sum^{s}_{j=1} { \frac{{\upsilon}_{ij}^2}{d_j^2}}+ {\sigma}^2 \sum^{p}_{j=s+1} { \frac{{\upsilon}_{ij}^2}{d_j^2}}$

Так как сингулярные значения $d_{s+1}...d_p$ близки к нулю,то если соответствующие ${\upsilon}_{ij}$ не очень малы, второй член будет больше первого, так как отклонение ${\beta}_{Ni}$ будет больше чем ${\beta}_{Si}$ . Тогда по мере увеличения размерности квази-нуль пространства, мы можем ожидать, что переменные, которые более активно участвовуют в коллинеарных отношениях, связанных с собственными векторами принадлежащими этому пространству должны будут уменьшать значения $Var({\beta}_{Si})$ и увеличивать $Var({\beta}_{Ni})$ .

Смотри также

Литература

Gianfranco Galmacci, Collinearity Detection in Linear Regression. Computational Economics 9:215-227, 1996.

Источник — «http://recognition.su/wiki/index.php?title=%D0%9C%D0%B5%D1%82%D0%BE%D0%B4_%D0%91%D0%B5%D0%BB%D1%81%D0%BB%D0%B8»

Категории: Линейная регрессия | Регрессионный анализ | Энциклопедия анализа данных

@@ Строка 1: / Строка 1: @@
 Belsley, Kuh и Welsch предложили метод анализа мультиколлинеарности основанный на индексах обусловленности(the scaled condition indexes) и дисперсионных долях(the variance-decomposition proportions).
-{{tip|Коллеги, пожалуйста, сделайте пояснения к выкладкам. Статью трудно читать. Очень нужен список литературы: откуда взят этот материал? --[[Участник:Strijov|Strijov]] 18:53, 27 августа 2010 (MSD)}}
 ==Разложение линейной модели==
 Рассматривается линейная регрессионная модель: <br />
@@ Строка 18: / Строка 17: @@
 ===Выявление части разложения ответственного за мультиколлинеарность===
 Рассмотрим разбиение<br/>
-{{eqno|3}}<center><tex>
+{{eqno|3}}<center>
-D=\begin{pmatrix} D_{s\times s} & O_{s \times (p-s)} \\ O_{(p-s) \times s} & D_{(p-s)\times (p-s)} \end{pmatrix}.
+<tex>D=\begin{pmatrix} D_{s\times s} & O_{s \times (p-s)} \\ O_{(p-s) \times s} & D_{(p-s)\times (p-s)} \end{pmatrix}.
 </tex></center><br/>
 Для такого разбиения <tex>D_{s\times s}</tex> и <tex>D_{(p-s)\times (p-s)}</tex>  -- диагональные матрицы, а оставшиеся два недиагональных блока -- нулевые.
 Матрица <tex>D_{s\times s} = D_S</tex> содержит достаточно большие сингулярные значения, а <tex>D_{(p-s)\times (p-s)} = D_N</tex> содержит близкие к нулю сингулярные значения.
 Теперь разделим <tex>U</tex> и <tex>V</tex>: <br/>
-<center><tex>
+<center>
-U=(U_{n\times s}  U_{n \times (p-s)}) = (U_S U_N)
+<tex>U=(U_{n\times s}  U_{n \times (p-s)}) = (U_S U_N)
 </tex></center><br/>
 {{eqno|4}}
-<center><tex>
+<center>
-V=(V_{p\times s}  V_{p \times (p-s)}) = (V_S V_N),
+<tex>V=(V_{p\times s}  V_{p \times (p-s)}) = (V_S V_N),
 </tex></center><br/>
 где <tex>U_{S}</tex> и <tex>V_{S}</tex> соответствуют первым <tex>s</tex> наибольшим сингулярным значениям, а <tex>U_{N}</tex> и <tex>V_{N}</tex> содержат <tex>(p-s)</tex> векторов, соответствующих малым сингулярным значениям.
@@ Строка 83: / Строка 82: @@
 Она порождает дополнительное пространство <tex> \mathbb R^{\mathrm (p-s)}</tex>.
 Это пространство, связанное с элементами матрицы <tex>D_N</tex> близкими к нулю, называется квази-нулевым пространством.<br/>
 ===Получение выражения для ковариации параметров модели===
 Следовательно, предложенное разложение выделяет <tex>X_S</tex>, часть <tex>X</tex>, содержащую <tex>s</tex> основных компонентов, которые в меньшей степени коллинеарны.
@@ Строка 145: / Строка 145: @@
 * [[Мультиколлинеарность]]
 * [[Фактор инфляции дисперсии]]
+* [[Анализ мультиколлинеарности (пример)]]
 * [[Анализ регрессионных остатков (пример)]]
 == Литература ==
 * Gianfranco Galmacci, Collinearity Detection in Linear Regression. Computational Economics 9:215-227, 1996.

Метод Белсли

Материал из MachineLearning.

Текущая версия

Содержание

Разложение линейной модели

Сингулярное разложение

Выявление части разложения ответственного за мультиколлинеарность

Получение выражения для ковариации параметров модели

Выявление мультиколлинеарности

Смотри также

Литература

Просмотры

Личные инструменты

Навигация

Поиск

Инструменты