Statistik II Lektion 5 Modelkontrol

Præsentationer af emnet: "Statistik II Lektion 5 Modelkontrol"— Præsentationens transcript:

1 Statistik II Lektion 5 Modelkontrol
Modelsøgning Større eksempel

2 Opbygning af statistisk model
Eksplorativ data-analyse Specificer model Ligninger og antagelser Estimer parametre Modelkontrol Er modellen passende? Nej Ja Herunder test, modelsøgning, prædiktioner og fortolkninger. Anvend modellen

3 Generel Lineær Model Y afhængig skala variabel
x1,…,xk forklarende variable, skala eller binære Model: hvor fejlleddet e er normalfordelt med middelværdi 0 og varians s2, e ~N(0, s2). Middelværdien for Y givet x = (x1,…,xk) er Dvs. regressions-”linjen” angiver middelværdien.

4 Generel Lineær Model Mere præcist: i’te observation yi ud af n er givet ved xj,i er j’te forklarende variabel for den i’te observation. e1,…,en er uafhængige og identisk fordelt ei ~ N(0,s2) Systematisk del Tilfældig del Idependent and Identically Distributed - IID

5 Estimater og prædiktion
Lad a være et estimat af a Lad b1 være et estimat af b1 , osv… Definer den prædikterede værdi som Dvs. er et estimat af middelværdien

6 Residual I den sande model har vi Det kan vi skrive om til
Residualet, ei, er derfor et estimat af fejlleddet: Da ei’erne er normalfordelte bør ei’erne også være det (hvis modellen da ellers er korrekt).

7 Estimation Vores estimater, a, b1, b2,…, bk, er fundet ved at minimere summen af de kvadrerede residualer: Metoden kaldes mindste kvadraters metode SSE står for Sum of Squared Errors SSE angiver også størrelsen af den uforklarede variation i data.

8 Modelkontrol For at kunne stole på test og estimater skal vi sikre os, at modellens antagelser er overholdt! Antagelse: Middelværdi-strukturen i modellen er Kan være svært at checke direkte, hvis vi har mange forklarende variable. Hvis middelværdi-strukturen i modellen er korrekt, så bør middelværdien af ei’erne være ca. nul uanset værdien af ’erne eller x’erne. Grafisk check: plot af af ei mod .

9 Modelkontrol Antagelse: Fejlleddene e1,…, en uafhænige?
Der må ikke vær nogen systematisk sammenhæng mellem ei’erne og ’erne eller x’erne. Grafisk check: Et plot at ei mod eller x. Antagelse: Fejlleddene e1,…, en ~ N(0,s2)? Hvis sandt regner vi med at ei’erne er cirka normalfordelte. Et plot at ei mod kan afsløre om variansen er konstant (homoskedatiske fejlled). Et histogram eller QQ-plot kan afsløre om ei’erne er normalfordelte

10 Residualplot Residualer √ Residualer ٪ Homoskedastisk: Residualerne ser ud til at variere ufahængigt af hinanden og x (eller ). Heteroskedastisk: Variansen for residualerne ændrer sig når x ændrer sig. Residualer ٪ ٪ Residualer Tid Residualerne udviser lineær trend med tiden (eller en anden variabel vi ikke har brugt). Dette indikerer at tid skulle inkluderes i modellen. Det buede mønster indikerer en underlæggende ikke-lineær sammenhæng.

11 Eksempel: Salg og Reklame
Data: n = 30 par af observationer (xi,yi) yi = Ugentlige salg xi = Ugentlige reklame-budget Model: Hvor ei ~N(0,s2)

12 Residualer i SPSS I ’Linear Regression’ vinduet vælges ’Save…’
I ’Save’ vinduet vælges ’Unstandardized’ både under ’Reresiduals’ (ei’erne) og ’Predicted Values’ ( ’erne) .

13 Efter endt regression skaber SPSS to nye søjler i ’Data Editor’, der indeholder
residualer (’RES_1’) prædiktioner (’PRE_1’) . Derefter kan man fx lave scatter plots.

14 Scatter plot af residualer (ei’erne) mod ’højde’ (xi’erne) (øverst) residualer (ei’erne) mod prædiktionerne ( ’erne) (nederst). Ser jo ganske usystematisk ud!

15 Histogram af residualer
Histogrammet burde ligne en normalfordeling. Det gør det også sådan cirka – så ingen problemer her

16 Normalfordelingsplot (Q-Q plot)
Konstruer et ”kunstige” data u1,u2,…,un som følger en normalfordeling. I et Q-Q plot plotter man ui. mod ei. Bemærk at både ui’erne og ei’erne er sorterede. Hvis residualerne er normalfordelte, vil vi have ei ≈ ui. Dvs (ei,ui) ligge usystematisk omkring en linje med hældning 1 og skæring 0.

17 Normalfordelingsplot (Q-Q plot)
Det kunstige data (ui’erne) opnås ved at inddele normalfordelingen i n+1 lige store stykker. Areal = 1/(n+1) u5

18 Vælg ’Analyze → Descriptive Statistics → Q-Q plots’
Ser helt fint ud – snor sig ikke alt for systematisk omkring linjen. Punkterne ligger rimlig usystematisk omkring linjen: Altså ca. normalfordelt

19 Determinations-koefficienten R2
Definition Fordel: Nem at fortolke: Andel af den totale variation der er forklaret af modellen. Ulempe: R2 vokser når vi tilføjer flere forklarende variable. Dvs. ved at tilføje flere og flere forklarende variable kan vi få et vilkårligt stort R2. Mål: Vi jagter den simplest mulige model, der forklarer data tilfredsstillende.

20 Justeret R2 Definition:
Trade-off mellem forklaringsgrad, R2, og antallet af parametre, k. Fordel: Vokser kun, hvis ekstra forklarende variabels forklaringsgrad er stor i forhold til antal ekstra parametre. Ulempe: Ikke samme simple fortolkning som R2.

21 Hypotese-test Generelt vil vi teste om en eller flere bi’er kan sættes lig nul. Det svarer til at fjerne de tilsvarende led fra modellen. Formelle hypoteser H0: b1 = … = bq = 0 H1: bi ≠ 0 for mindst et af de q parametre Testes vha. af et F-test. Teststørrelsen F ≥ 0 og følger en F-fordeling Jo større F er jo mere kritisk for H0. Vi konkluderer som sædvanligt på baggrund af p-værdi. q b ’er efter eget valg

22 F-test detaljer for de nysgerrige
Teststørrelsen er SSE er summen af de kvadrerede fejl i en model, hvor når b1,…, bq er med (den oprindelige model) SSE* er summen af de kvadrede fejl når b1,…, bq ikke er med. Der gælder SSE* ≥ SSE. Intuition: Jo større forskel (SSE*-SSE) jo mere betyder b1,…, bq for modellen og jo mindre tror vi på F.

23 F-fordelingen F F-fordeling Areal = p-værdi ) F ( f F . 7 . 6 . 5 . 4
. 7 . 6 . 5 . 4 ) F f ( . 3 Areal = p-værdi . 2 . 1 . F 1 2 3 4 5 F

24 Gas = Temp + Insulate + Temp*Insulate
Modelform Sidst så vi på en model for forbruget af gas (Gas) forklaret ved temperatur (Temp) og om huset var isoleret (Insulate) Her er xFør dummy variabel At skrive formlen op kan hurtigt blive uoverskueligt. Modellens modelform kan skrives som Gas = Temp + Insulate + Temp*Insulate I forbindelse med analyse eller fortolkning af modellen er det stadig nyttigt at skrive den matematiske formel op.

25 Modelsøgning Formål: Find den simplest mulig model, der beskriver data tilfredsstillende. Kandidater: Vi vil kun bruge modeller der overholder det hierarkiske princip: Hvis en model indeholder en interaktion, så skal hovedeffekterne også være med. Fx. Hvis modellen indeholder interaktionen A*B, så skal den også indeholde A og B. Hvis modellen indeholder A*B*C, så skal A*B, A*C, B*C, A, B og C være med. Osv… Naiv søgning: Gennemgå alle modeller og vælg den der er bedst efter et eller andet kriterie, fx R2. Backwards søgning: Start med en kompliceret model og fjern derefter en efter en led, der ikke er signifikante.

26 Backwards søgning Backwards-søgning:
Startmodel: Vælg til at starte med en model, der indeholder alle variable og vekselvirkninger, der menes at være (fagligt) interessante som forklaring den afhængige variabel. Undgå at specificere en model der er vanskelig at fortolke. Test hvilke led i modellen, der kan fjernes. Mindst signifikante led fjernes, dvs F-test med højest p-værdi, dog så Det hierarkiske princip er overholdt p-værdien > a (typisk a = 0.05) Reduceret model: Når et led er fjernet udføres en ny analyse på den nye og mindre model. Slutmodel: Når ikke flere led kan fjernes har vi vores slutmodel. Forbehold: Før hver ”test-runde” skal man afklare om modellens antagelser er opfyldt – ellers kan man ikke stole på p-værdierne.

27 Stort Eksempel: Boligpriser
price: Boligens pris i $ sqft: Boligens størrelse i kvadrat-fod bedrooms: Antal soveværelser baths: Antal badeværelser garage: Antal biler, der er plads til i garagen.

28 Eksplorativ analyse

29 Krydstabel garage vs bedrooms
Bemærk: Mange ’expected counts’<5, så vi kan ikke bruge en c2-test. Løsning: Slå kategorier sammen

30 Omkodning af Garage Omkodning: garage = 0 til 1 → garage2 = 0
garage ≥ 2 → garage2 = 1 SPSS: Transform→Recode into Different Variables…

31 Omkodning af Bedrooms Omkodning: bedroom = 1 til 2 → bedroom2 = 2
bedroom = 3 → bedroom2 = 3 bedroom = 4 til 5 → bedroom2 = 4

32 Krydstabel garage2 vs bedrooms2 Hypotese: H0: Uafhængighed
H1: Afhængighed Teststørrelse: c2 P-værdi < Konklusion: Vi afviser H0, dvs. der er afhængighed.

33 Logistisk Regression Afhængig variabel garage2
Forklarende variabel price Output: Konklusion: Pris har en betydning, hvis modellen er god… men det er modellen ikke…

34 Variansanalyse Afhængig: Boligpris Forklarende: Garage2 og Bedroom2
Model(formel): Dummy variable: xg0 = 1  garage2 = 0 xb2 = 1  garage2 = 2 xb3 = 1  garage2 = 3

35 Modelform Slipper for detaljerne: Brug modelform Modelform:
Denne model kaldes mættet, da alle tænkelig vekselvirkninger er medtaget. Er man ekstra doven, så skriver man kun De resterende led følger af det hierarkiske princip. Garage2 + Bedroom2 + Garage2*Bedroom2 Garage2*Bedroom2

36 SPSS: Test af model-led
Vi afviser hypotesen om at vekselvirkningsleddet kan udelades. Konklusion: Prisen på bolig kan ikke forklares af antal soveværelser og størrelsen på garagen alene. Et vekselvirkningsled mellem antal soveværelser og størrelsen på garagen er nødvendig. Næste skridt burde være modelkontrol.

37 Boligpris og Boligareal

38 Badeværelser og Boligpris

39 Generel Lineære Model - Startmodel
Afhængig: Boligpris Forklarende: sqft, baths og bedroom2 Modelform: sqft + baths + bedroom2 + sqft*bedroom2 + baths*bedroom2 + sqft*baths

40 Model-formel Den tilsvarende model-formel er
xb2 og xb3 er dummyvariable kodet som før.

41 Modelkontrol Scatterplot af ei mod ^yi Godt: Usystematisk
Skidt: Variansen er ikke konstant. Løsninger? Indfør price2 = log(price) Indfør price2 = √price

42 Normalfordelte Residualer
Fordelingen er lidt for spids til at være normalfordelt. Men lad det nu ligge…

43 Test i SPSS Ingen af interaktionsleddene er signifikante!
Fjerner mindst signifikante led (baths*sqft)

44 Reduceret Model Begge tilbageværende vekselvirkningsled er mindre signifikante end før – lidt atypisk. Vi fjerner bedrooms2*baths

45 Slutmodel Nu er bedrooms2*sqrt stærkt signifikant!
Modelsøgningen er slut – pånær modelkontrol.

46 Estimater Antal badeværelser har betydning for prisen
Ligeledes har antal soveværelser og boligareal Prisen for en ekstra sqft afhænger af antal værelser.

47 Mini-Projekt Omfang: Ca. 30 sider (ikke noget krav – sådan ender det som regel) Indhold: Beskrivelse af data Opstilling af (kvalitative) hypoteser Anvend modeller og metoder fra kurset Aflevering: Senest mandag. d. 26/11 kl. 12. pr. til og en hard-copy til Dorte. Eksamen: Torsdag 5. November.