Анализ мультиколлинеарности (пример)

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)

Версия 12:34, 7 июня 2010

Мультиколлинеарность — тесная корреляционная взаимосвязь между отбираемыми для анализа факторами, совместно воздействующими на общий результат, которая затрудняет оценивание регрессионных параметров.

Содержание

[убрать]

1 Постановка задачи
2 Описание алгоритма
- 2.1 Фактор инфляции дисперсии (VIF)
- 2.2 Методика Belsley, Kuh, и Welsch (BKW)
  - 2.2.1 Алгоритм BKW
3 Вычислительный эксперимент
4 Исходный код
5 Смотри также
6 Литература

Постановка задачи

Задана выборка $D = \{ y_i,\mathbf{x}_i\}_{i=1}^n$ откликов и признаков. Рассматривается множество линейных регрессионных моделей вида:

$y_i=\sum_{j=1}^m w_j x_{ij} + \varepsilon_i, i=1,\dots,n$ Предполагается, что вектор регрессионных невязок имеет нулевое математическое ожидание и дисперсию $\sigma^2$ . Требуется создать инструмент исследования мультиколлинеарности признаков (методики VIF, Belsley) и исследовать устойчивость модели на зависимость параметров модели от дисперсии случайной переменной и выбросов в выборке.

Описание алгоритма

Фактор инфляции дисперсии (VIF)

Дисперсия $w_i$ :

$D\hat{w}_j=\frac{\sigma^2}{(n-1)D x_j}\frac{1}{1-R_j^2}.$

Первая дробь связана с дисперсией невязок и дисперсией векторов признаков. Вторая — фактор инфляции дисперсии, связанный с корреляцей данного признака с другими:

$VIF_j=\frac{1}{1-R_j^2},$

где $R_j^2$ — коэффициент детерминации j-го признака относительно остальных:

$R_j^2 \equiv 1-{\sum_{i=1}^n (x_{ij} - \hat{x}_{ij})^2 \over \sum_{i=1}^n (x_{ij}-\bar{\mathbf{x}}_j)^2},\.$

Равенство единице фактора инфляции дисперсии говорит об ортогональности вектора значений признака остальным. Если значение $VIF_j$ велико, то $1-R^2_j$ — мало, то есть $R_j^2$ близко к 1. Большие значения фактора инфляции дисперсии соответствуют почти линейной зависимости j-го столбца от остальных.

Методика Belsley, Kuh, и Welsch (BKW)

Диагностика Коллинеарности BKW основана на двух элементах, относящихся к $n \times p$ матрице данных $X$ использующейся в линейной регрессии $y = X \beta + \epsilon$ : индексы обусловленности(the scaled condition indexes) и дисперсионные соотношения(the variance-decomposition proportions). Оба этих диагностических элемента могут быть получены из сингулярного разложения (SVD) матрицы $X$ : $X=UD{V^{T}}$ , где ${U}^{T}U={V}^{T}V={I}_{p}$ и $D$ - диогональная с неотрицательными элементами ${\mu}_{1},...,{\mu}_{p}$ называющимися сингулярными значениями $X$ . Индексы обусловленности это: ${\eta}_{k}\equiv\frac{{\mu}_{max}}{{\mu}_{k}}$ , $k=1,...,p$
${\eta}_{k} \geq 0$ для всех $k$ . Большое значение ${\eta}_{k}$ указывает на зависимость близкую к линейной между признаками и чем больше ${\eta}_{k}$ тем сильнее зависимость. Дисперсионные соотношения разложения проистекают из того факта, что используя SVD ковариационная матрица метода наименьших квадратов $b=(X^{T}X)^{-1}X^{T}y$ может записана как:
$V(b)={\sigma}^{2}(X^{T}X)^{-1} = {\sigma}^{2}V D^{-2} V^{T}$ (3)
где ${\sigma}^{2}$ это дисперсия возмущения $\varepsilon$ . Таким образом дисперсия k-го регрессионного коэффициента ${b}_{k}$ это k-й диогональный элемент (3):

$\mbox{var}({b}_{k})={\sigma}^{2} \sum_{j} {\frac{{\upsilon}^{2}_{kj}}{{\mu}^{2}_{j}}}$ (4)
где ${\mu}_{j}$ - сингулярные значения $X$ и $V\equiv({\upsilon}_{ij})$ . Определим $k, j$ -е дисперсионное соотношение как долю дисперсии k-го регрессионного коэффициента связанная с j-м компонентом его разложения (4). Доля считается как:
${\phi}_{kj}\equiv\frac{{\upsilon}^{2}_{kj}}{{\mu}^{2}_{j}}$ , ${\phi}_{k}\equiv\sum^{p}_{j=1} {\phi}_{kj}$ , $k=1,...,p$
Дисперсионное соотношение:
${\pi}_{jk}\equiv\frac{{\phi}_{kj}}{{\phi}_{k}}$ , $k,j=1,...,p$
Данные удобно представить в виде таблицы: $X=[{X}_{1}\cdot\cdot\cdot{X}_{p}]<tex>, <tex>{s}_{i}\equiv{({X}^{T}_{i}{X}_{i})}^{-1/2}$ , $S\equiv \mbox{diag}({s}_{1},...,{s}_{p})$ , $\stackrel{\sim}{\eta}\equiv {\eta}_{i}(XS)$ , $i=1,...,p$

Condition index	$var({b}_{1})$	$var({b}_{2})$	$...$	$var({b}_{p})$
${\eta}_{1}$	${\pi}_{11}$	${\pi}_{12}$	...	${\pi}_{1p}$
${\eta}_{2}$	${\pi}_{11}$	...	...	${\pi}_{2p}$
.	.	.		.
.	.	.		.
.	.	.		.
${\eta}_{p}$	${\pi}_{p1}$	${\pi}_{11}$	...	${\pi}_{pp}$

Перед использованием BKW необходимо отмасштабировать матрицу $X$ . Стандартно применяется приведение столбцов к одинаковой длинне(норму). Будем рассматривать отмасштабированные индексы обусловленности $\stackrel{\sim}{{\eta}_{i}}(X)$ :
$X=[{X}_{1}\cdot\cdot\cdot{X}_{p}]<tex><br/> <tex>{s}_{i}\equiv{({X}^{T}_{i}{X}_{i})}^{-1/2}$
$S\equiv \mbox{diag}({s}_{1},...,{s}_{p})$
$\stackrel{\sim}{\eta}\equiv {\eta}_{i}(XS)$ , $i=1,...,p$

Алгоритм BKW

1. Создание матрицы данных $X$ .
2. Приведение столбцов матрицы к одинаковой длинне.
3. Вычисление индексов обусловленности и дисперсионных соотношений.
4. Определение зависимых признаков.
Зависимыми выбираются признаки у которых индекс обусловленности больше какого либо выбранного значения. Относительная сила зависимости определяется положение значения индеса обусловленности в прогресии 1, 3, 10, 30, 100, 300, 1000 итд.
5. Определение влияющих признаков.
Для каждого зависимого признака

Вычислительный эксперимент

Исходный код

Смотри также

Литература

Данная статья является непроверенным учебным заданием.

Студент: Участник:Сунгуров Дмитрий

Преподаватель: Участник:В.В.Стрижов

Срок: 28 мая 2010

До указанного срока статья не должна редактироваться другими участниками проекта MachineLearning.ru. По его окончании любой участник вправе исправить данную статью по своему усмотрению и удалить данное предупреждение, выводимое с помощью шаблона {{Задание}}.

См. также методические указания по использованию Ресурса MachineLearning.ru в учебном процессе.

Источник — «http://recognition.su/wiki/index.php?title=%D0%90%D0%BD%D0%B0%D0%BB%D0%B8%D0%B7_%D0%BC%D1%83%D0%BB%D1%8C%D1%82%D0%B8%D0%BA%D0%BE%D0%BB%D0%BB%D0%B8%D0%BD%D0%B5%D0%B0%D1%80%D0%BD%D0%BE%D1%81%D1%82%D0%B8_%28%D0%BF%D1%80%D0%B8%D0%BC%D0%B5%D1%80%29»

Категории: Непроверенные учебные задания | Практика и вычислительные эксперименты | Линейная регрессия

@@ Строка 22: / Строка 22: @@
 Равенство единице фактора инфляции дисперсии говорит об ортогональности вектора значений признака остальным. Если значение <tex>VIF_j</tex> велико, то <tex>1-R^2_j</tex> — мало, то есть <tex>R_j^2</tex> близко к 1. Большие значения фактора инфляции дисперсии соответствуют почти линейной зависимости j-го столбца от остальных.
 === Методика Belsley, Kuh, и Welsch (BKW) ===
-Диагностика Коллинеарности BKW основана на двух элементах, относящихся к <tex> n \times p</tex> матрице данных <tex>X </tex> использующейся в линейной регрессии <tex> y = X \beta + \epsilon</tex> : индексы состояния(the scaled condition indexes) и the  variance-decomposition proportions. Оба этих диагностических элемента могут быть получены из сингулярного разложения (SVD) матрицы <tex>X</tex>: <tex> X=UD{V^{T}}</tex>, где <tex>{U}^{T}U={V}^{T}V={I}_{p}</tex> и <tex>D</tex> - диогональная с неотрицательными элементами <tex>{\mu}_{1},...,{\mu}_{p}</tex> называющимися сингулярными значениями <tex>X</tex>. Индексы состояния это:
+Диагностика Коллинеарности BKW основана на двух элементах, относящихся к <tex> n \times p</tex> матрице данных <tex>X </tex> использующейся в линейной регрессии <tex> y = X \beta + \epsilon</tex> : индексы обусловленности(the scaled condition indexes) и дисперсионные соотношения(the  variance-decomposition proportions). Оба этих диагностических элемента могут быть получены из сингулярного разложения (SVD) матрицы <tex>X</tex>: <tex> X=UD{V^{T}}</tex>, где <tex>{U}^{T}U={V}^{T}V={I}_{p}</tex> и <tex>D</tex> - диогональная с неотрицательными элементами <tex>{\mu}_{1},...,{\mu}_{p}</tex> называющимися сингулярными значениями <tex>X</tex>. Индексы обусловленности это:
 <tex>{\eta}_{k}\equiv\frac{{\mu}_{max}}{{\mu}_{k}}</tex>, <tex>k=1,...,p</tex> <br />
 <tex>{\eta}_{k} \geq 0 </tex> для всех <tex>k</tex>. Большое значение <tex>{\eta}_{k}</tex> указывает на зависимость близкую к линейной между признаками и чем больше <tex>{\eta}_{k}</tex> тем сильнее зависимость. Дисперсионные соотношения разложения проистекают из того факта, что используя SVD ковариационная матрица метода наименьших квадратов <tex> b=(X^{T}X)^{-1}X^{T}y</tex> может записана как:<br /> <tex> V(b)={\sigma}^{2}(X^{T}X)^{-1} = {\sigma}^{2}V D^{-2} V^{T}</tex> (3)<br />
@@ Строка 58: / Строка 58: @@
 |-
 |}
-Перед использованием BKW необходимо отмасштабировать матрицу <tex>X</tex>. Стандартно применяется приведение столбцов к одинаковой длинне(норму). Будем рассматривать отмасштабированные индексы соотношений <tex>\stackrel{\sim}{{\eta}_{i}}(X)</tex> :<br/>
+Перед использованием BKW необходимо отмасштабировать матрицу <tex>X</tex>. Стандартно применяется приведение столбцов к одинаковой длинне(норму). Будем рассматривать отмасштабированные индексы обусловленности <tex>\stackrel{\sim}{{\eta}_{i}}(X)</tex> :<br/>
 <tex>X=[{X}_{1}\cdot\cdot\cdot{X}_{p}]<tex><br/> <tex>{s}_{i}\equiv{({X}^{T}_{i}{X}_{i})}^{-1/2}</tex><br/> <tex>S\equiv \mbox{diag}({s}_{1},...,{s}_{p})</tex><br/>
 <tex>\stackrel{\sim}{\eta}\equiv {\eta}_{i}(XS)</tex>, <tex>i=1,...,p</tex><br/>
-Алгоритм BKW : <br/>
+====Алгоритм BKW====
 . Создание матрицы данных <tex>X</tex>.<br/>
 . Приведение столбцов матрицы к одинаковой длинне.<br/>
-. Вычисление индексов соотношений и дисперсионных соотношений.<br/>
+. Вычисление индексов обусловленности и дисперсионных соотношений.<br/>
-. Определение зависимых признаков.
+. Определение зависимых признаков.<br/>
+Зависимыми выбираются признаки у которых индекс обусловленности больше какого либо выбранного значения.
+Относительная сила зависимости определяется положение значения индеса обусловленности в прогресии 1, 3, 10, 30, 100, 300, 1000 итд.<br/>
+. Определение влияющих признаков.<br/>
+Для каждого зависимого признака
 == Вычислительный эксперимент ==