MS-C2128 Ennustaminen ja aikasarja-analyysi 2. harjoitukset / Tehtävät Kotitehtävä: 3,4

Transkriptio

1 MS-C2128 Ennustaminen ja aikasarja-analyysi 2. harjoitukset / Tehtävät Kotitehtävä: 3,4 Tehtävä 2.1. Jatkoa tietokonetehtävälle 1.2: (a) Piirrä aineistosta pisteparvikuvaaja (KULUTUS, SAIRAST) ja siihen estimoitu regressiosuora. KULUTUS on selittävä muuttuja. (b) (c) (d) (e) (f) Määrää estimoidusta mallista sovitteet y ˆi ja residuaalit ei ja tallenna ne tiedostoon tupakka.txt muuttujiksi FIT (= sovite) ja RES (= residuaali). Piirrä pistediagrammit (SAIRAST, FIT) ja (FIT, RES). Tutki havainnon 7 = USA:n poikkeavuutta kohdassa (c) piirretyissä kuviossa. Tutki havainnon 7 = USA poikkeavuutta Cookin etäisyyksien avulla. Voisiko USA olla poikkeava havainto? Estimoi malli ilman havaintoa USA ja vertaa tuloksia tehtävän 1.4. tuloksiin. Tehtävä 2.1. Mitä opimme? Tehtävässä tarkastellaan regressioanalyysin tulosten havainnollistamista sekä poikkeavien havaintojen tunnistamista ja vaikutusta.

2 Tehtävä 2.1. Ratkaisu: data=read.table( tupakka.txt,header=t,sep= \t ) tupakka = data[,c( SAIRAST, KULUTUS )] malli=lm(sairast~kulutus,data=tupakka) (a) Pisteparvikuvaaja: plot(tupakka[, KULUTUS ],tupakka[, SAIRAST ]) abline(malli,col= red ) USA Havainnot voidaan merkitä kuvaajaan komennon identify() avulla. (Käyttö ei ihan triviaalia, tule harjoituksiin jos haluat lisätietoa komennosta.) (b) Sovitteet ja residuaalit ovat tallennettuna malliin nimillä fit ja res, näihin voidaan viitata seuraavasti: malli$fit malli$res Tallennetaan sovitteet y ˆi (fitted values = FIT) ja residuaalit ei (residuals = RES). tupakka$fit=malli$fit

3 tupakka$res=malli$res Kirjoitetaan vielä data-frame tupakka tiedostoon tupakka.txt write.table(tupakka, tupakka2.txt ) (c) Pistediagrammi (Selitettävä, Sovite). Piirretään sovitteet y ˆi selitettävän muuttujan SAIRAST arvoja vastaan. plot(tupakka$sairast,tupakka$fit) USA Diagrammi kuvaa mallin hyvyyttä: Malli on sitä parempi, mitä lähempänä pisteet ˆ i viivaa. Myös poikkeavat havainnot erottuvat usein selvästi. ( y, y ), i = 1, 2,, n ovat suoraa i

4 ( y, y ˆ ), i = 1, 2,, n määrätty Pearsonin tulomomentti- Huomaa, että pisteistä i i korrelaatiokertoimen neliö on sama kuin selitysaste: 2 2 Cor( y, yˆ ) R

5 Pistediagrammi (Sovite, Residuaali). Piirretään residuaalit ei sovitteita y ˆi vastaan. plot(malli$fit,malli$res) USA Diagrammi kuvaa mallin hyvyyttä: Malli on sitä parempi, mitä lähempänä pisteet ˆ e = 0. Myös poikkeavat havainnot erottuvat usein selvästi. ( y, e ), i = 1, 2,, n ovat suoraa i i (d) Havainnon 7 = USA poikkeavuus näkyy kaikissa yo. kuvissa.

6 (e) Talletetaan Cookin etäisyydet (DIST) sarakkeeksi ja piirretään niitä kuvaamaan pistediagrammi, jossa vaaka-akselilla on muuttuja MAA. cooks.distance(malli) tupakka$dist=cooks.distance(malli) n <- dim(tupakka)[1] plot(seq(1,n),cooks.distance(malli)) USA (f) Estimoidaan malli ilman havaintoa 7 = USA. malli2=lm(sairast[-7]~kulutus[-7],data=tupakka) summary(malli2) Call: lm(formula = SAIRAST[-7] ~ KULUTUS[-7]) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max Coefficients:

7 Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) KULUTUS[-7] e-05 *** --- Signif. codes: 0 *** ** 0.01 * Residual standard error: on 8 degrees of freedom Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: F-statistic: on 1 and 8 DF, p-value: 4.928e-05 Kulmakertoimen estimaatti on kasvanut arvosta 0.23 arvoon Tämä todistaa (jäljelle jääneiden 10 maan joukossa) paljon voimakkaammin tupakoinnin vaarallisuudesta. Kysymys: Saako havainnon 7 =USA:n poistaa? Vastaus: Tehtävä 2.2. USA:n poikkeuksellisen pieni keuhkosyöpätapausten suhteellinen lukumäärä saattoi johtua siitä, että siellä savukkeet olivat erilaisia (tupakan laatu oli miedompaa ja savukkeissa oli filtterit) kuin muissa tutkimuksen maissa. Jos näin oli, USA:ta voidaan pitää poikkeavana havaintona, jonka sulkeminen pois estimoinnista on luvallista. Muista, että havaintoja ei voida sivuuttaa ilman päteviä perusteluja! Sementin kovettuessa kehittyy lämpöä, jonka määrä riippuu sementin koostumuksesta. Tiedostossa HALD.txt on seuraavat tiedot 13 erilaisesta sementtierästä: (a) (b) HEAT = lämpömäärä cal/g CHEM1, CHEM2, CHEM3, CHEM4 = sementin ainesosia (% kuiva-aineesta) Estimoi regressiomalli, jossa ovat mukana kaikki selittäjät. Vertaile kertoimien tilastollista merkitsevyyttä ja tarkastele vastaavien selittäjien varianssin inflaatiotekijöitä. Etsi paras selittäjien yhdistelmä käyttäen jotain mallinvalintakriteeriä, esim. Mallowsin Cp-tunnuslukua. Tehtävä 2.2. Mitä opimme? Tehtävässä näytetään miten erilaiset mallinvalintastrategiat saattavat johtaa erilaisiin malleihin. Tehtävä 2.2. Ratkaisu: Tavoitteena tehtävässä on selvittää, mitkä selittävistä tekijöistä CHEM1, CHEM2, CHEM3, CHEM4 vaikuttavat selitettävän muuttujan HEAT käyttäytymiseen. Ladataan aluksi data, ja asennetaan paketti car myöhempää käyttöä varten. install.packages("car") library(car)

8 (a) hald=read.table("hald.txt",header=t) attach(hald) Komento attach avulla voimme viitata suoraan muuttujan hald sarakkeisiin. Kokeile kirjoittaa esimerkiksi CHEM1 R-konsoliin. Täyden mallin estimointi Tilanteessa, jossa ei olla selvillä, mitkä selittäjistä vaikuttavat selitettävän muuttujan käyttäytymiseen, on usein järkevää estimoida ensin ns. täysi malli eli malli, jossa käytetään selittäjinä kaikkia selittäjäkandidaatteja. Ennen parhaan selitysmallin etsimistä on syytä tarkastella muuttujien välisiä korrelaatioita: cor(hald) CHEM1 CHEM2 CHEM3 CHEM4 HEAT SUM CHEM CHEM CHEM CHEM HEAT SUM Muuttuja HEAT korreloi melko voimakkaasti kaikkien selittäjäkandidaattien kanssa. Korrelaatio on positiivinen muuttujien CHEM1 ja CHEM2 kanssa ja negatiivinen muuttujien CHEM3 ja CHEM4 kanssa. Selittäjäkandidaatit CHEM1 ja CHEM3 korreloivat voimakkaan negatiivisesti keskenään, samoin kandidaatit CHEM2 ja CHEM4. Estimoidaan seuraavaksi täysi malli (1) HEAT = CHEM1 + 2 CHEM2 + 3 CHEM3 + 4 CHEM4 + taysimalli=lm(heat~chem1+chem2+chem3+chem4) summary(taysimalli) Estimointitulokset mallista (1): Call: lm(formula = HEAT ~ CHEM1 + CHEM2 + CHEM3 + CHEM4) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) CHEM CHEM CHEM CHEM Signif. codes: 0 *** ** 0.01 * Residual standard error: on 8 degrees of freedom Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: F-statistic: on 4 and 8 DF, p-value: 4.756e-07 Mallin (1) selitysaste on korkea (98.2 %). F-testisuureen arvo nollahypoteesille

9 H0 : 1 = 2 = 3 = 4 = 0 on ja sitä vastaava p-arvo on (4:llä desimaalilla) , joten malli on kokonaisuudessaan tilastollisesti erittäin merkitsevä ja ainakin yksi regressiokertoimista 1, 2, 3, 4 poikkeaa nollasta. Kuitenkaan yksikään mallin (1) selittäjistä ei ole tilastollisesti merkitsevä, jos merkitsevyyden rajana pidetään (tavanomaista) 5 %:n merkitsevyystasoa. Tämä johtuu selittäjien multikollineaarisuudesta. Selittäjien multikollineaarisuutta voidaan mitata VIF-kertoimilla. Jos selittäjän i ja muiden selittäjien välillä ei ole lineaarista tilastollista riippuvuutta (eli selittäjä i on ortogonaalinen muiden selittäjiin suhteen), VIFi = 1 Mitä suurempi on kertoimen VIFi arvo, sitä voimakkaammin selittäjä i riippuu lineaarisesti muista selittäjistä. Jos VIFi > 10 jollekin selittäjälle i, multikollineaarisuudesta saattaa olla haittaa. Vif-kertoimet saadaan paketin car() funktiolla vif() vif(taysimalli) CHEM1 CHEM2 CHEM3 CHEM Mallissa (1) sekä selittäjiä CHEM2 ja CHEM4 vastaavien varianssin inflaatiotekijöiden arvot ovat suurempia kuin 200, mikä viittaa voimakkaaseen multikollineaarisuuteen. Tarkastellaan selittäjien multikollineaarisuutta estimoimalla regressiomallit, joissa selitettävinä muuttujina ovat muuttujat CHEM2 ja CHEM4 ja kummassakin tapauksessa selittäjinä käytetään kaikkia muita alkuperäisen mallin (1) selittäjiä. Olkoon mallina (2) CHEM2 = CHEM1 + 3 CHEM3 + 4 CHEM4 + Estimointitulokset mallista (2): mallic2=lm(chem2~chem1+chem3+chem4) summary(mallic2) Call: lm(formula = CHEM2 ~ CHEM1 + CHEM3 + CHEM4) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) e-12 *** CHEM e-06 *** CHEM e-06 *** CHEM e-12 *** --- Signif. codes: 0 *** ** 0.01 * Residual standard error: on 9 degrees of freedom

10 Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: F-statistic: on 3 and 9 DF, p-value: 3.864e-11 Mallin selitysaste on 99.6 %, joten CHEM2 riippuu hyvin voimakkaasti muista selittäjistä. Huomaa, että muuttujan CHEM2 VIF-kerroin mallissa (1) on jossa 1 VIF R R2 on selitysaste mallista (2). Olkoon mallina (3) CHEM4 = CHEM1 + 2 CHEM2 + 3 CHEM3 + Estimointitulokset mallista (3): Call: lm(formula = CHEM4 ~ CHEM1 + CHEM2 + CHEM3) Residuals: Min 1Q Median 3Q Max Coefficients: Estimate Std. Error t value Pr(> t ) (Intercept) e-12 *** CHEM e-06 *** CHEM e-12 *** CHEM e-06 *** --- Signif. codes: 0 *** ** 0.01 * Residual standard error: 1.15 on 9 degrees of freedom Multiple R-squared: , Adjusted R-squared: F-statistic: on 3 and 9 DF, p-value: 2.413e-11 Mallin selitysaste on 99.7 %, joten CHEM4 riippuu voimakkaasti muista selittäjistä.

11 Huomaa, että muuttujan CHEM4 VIF-kerroin mallissa (1) jossa 1 VIF R R4 on selitysaste mallista (3). Perussyy multikollineaarisuudelle mallissa (1) on se, että sementti koostuu lähes kokonaan ainesosista CHEM1, CHEM2, CHEM3, CHEM4: Muuttujien CHEM1, CHEM2, CHEM3, CHEM4 summa vaihtelee välillä %. Siten yhden ainesosan lisäämisen on pakko vähentää joidenkin muiden ainesosien osuutta sementin koostumuksessa. Tämä on selittää sen, miksi muuttujapareilla CHEM1 ja CHEM3 sekä CHEM2 ja CHEM4 on voimakkaat negatiiviset korrelaatiot. (b) Paras selittäjien yhdistelmä Regressiomallin selittäjien valikointiin voidaan käyttää erilaisia strategioita. Valittaessa parasta selittäjien yhdistelmää kaikkia mahdollisia mallivaihtoehtoja verrataan toisiinsa käyttämällä jotakin mallinvalintakriteeriä ja lopulliseksi malliksi valitaan se, joka on käytetyn kriteerifunktion mielessä optimaalinen. Tilastotieteellisessä kirjallisuudessa on esitetty lukuisia mallinvalintakriteereitä. Tunnettuja kriteereitä ovat esim. Akaiken informaatiokriteeri AIC, Schwarzin bayeslainen informaatiokriteeri SBIC (BIC), Hannanin ja Quinnin kriteeri HQ, Allenin PRESS ja CAT. Mallin valinnan kriteerifunktio on muotoa min C( M, σ M 2 ). M {1,,q} 2 Missä M on selittäjäkandidaattien yhdistelmä, ja σ M sitä vastaavan mallin jäännösvarianssin suurimman uskottavuuden estimaattori, ja C näiden suhteen kasvava funktio. Yleisesti kriteerifunktiolta toivotaan: (1) Mahdollisimman suurta selitysastetta (2) Mahdollisimman vähillä selittäjillä. R:ssä paketin leaps funktio regsubsets() laskee kullekin selittäjämäärälle regression, joka maksimoi selitysasteen (tai muun halutun suureen). Tällöin saadaan tietyllä tapaa lista parhaista regressioista. Tehtävän tapauksessa koodi install.packages( leaps ) library(leaps) osaj=regsubsets(heat~chem1+chem2+chem3+chem4,data=hald) summary(osaj) tulostaa

12 Subset selection object Call: regsubsets.formula(heat ~ CHEM1 + CHEM2 + CHEM3 + CHEM4, data = hald) 4 Variables (and intercept) Forced in Forced out CHEM1 FALSE FALSE CHEM2 FALSE FALSE CHEM3 FALSE FALSE CHEM4 FALSE FALSE 1 subsets of each size up to 4 Selection Algorithm: exhaustive CHEM1 CHEM2 CHEM3 CHEM4 1 ( 1 ) " " " " " " "*" 2 ( 1 ) "*" "*" " " " " 3 ( 1 ) "*" "*" " " "*" 4 ( 1 ) "*" "*" "*" "*" Tästä nähdään, että CHEM4 on paras yksittäinen selittäjä muuttujalle HEAT, kun taas pari (CHEM1,CHEM2) selittää paremmin kuin mikään muu kahden selittäjän osajoukko. Jos halutaan tutkia mallinvalintakriteereitä, niin niitä voidaan visualisoida helposti. Esimerkkinä Mallowsin Cp: plot(osaj, scale= Cp ) Kuvaa tulkitaan seuraavasti: Pysty-akselilla on Mallowsin Cp-luku (pienempi on parempi). Musta laatikko merkitsee, että malli sisältää vaaka-akselin muuttujan. Tällöin

13 tulkitaan, että Cp-luvun mielessä paras malli on malli, joka sisältää selittäjät CHEM1 ja CHEM2. Vastaava Cp-luku on 2.7. Kokeile argumentille scale arvoja: bic ja adjr2. Mallille voidaan laskea Akaiken informaatiokriteeri kirjoittamalla AIC(malli) Huomautus: Jäännösneliösummaa tai selitysastetta ei voida käyttää mallinvalintakriteereinä, koska sekä jäännösneliösumman minimointi että selitysasteen maksimointi johtavat aina täyteen (maksimaaliseen) malliin (esimerkin tapauksessa malliin, jossa on selittäjinä kaikki kandidaatit CHEM1, CHEM2, CHEM3, CHEM4). Tehtävä 2.3. Jatkoa tehtävälle 2.2. Käytä mallin valinnassa alaspäin askellusta. Suorita alaspäin askellus permutaatiotestin avulla. Käytä apunasi luentokalvoja sekä viime viikon demotehtävää 1. Vertaa tuloksia tehtävän 2.2 (b)-kohtaan. Tehtävä 2.4. Lannoiteaineen määrä vaikuttaa vehnän satoon. Määrän vaikutusta tutkittiin vaihtelemalla lannoiteaineen määrää (11 tasoa) 33:lla koealalla (sama määrä lannoitetta 3:lla koealalla) ja rekisteröimällä saatu sato. Tiedot kokeesta on annettu tiedostossa VehnanSato.txt. Muuttujina tiedostossa ovat (a) (b) (c) Sato = Sadon määrä (yksikkönä kg/pinta-alayksikkö) Lannoite = Lannoiteaineen määrä (yksikkönä kg/pinta-alayksikkö) Estimoi lineaarinen regressiomalli, jossa selitettävänä on muuttuja Sato ja selittäjänä muuttuja Lannoite. Tutki mallin hyvyyttä regressiografiikan avulla. Estimoi lineaarinen regressiomalli, jossa kohdan (a) malliin on lisätty selittäjäksi muuttuja LSqrd = Lannoite Lannoite Tutki mallin hyvyyttä regressiografiikan avulla. Kumpi malleista on parempi? Miksi?