Johdatus tilastotieteeseen Regressiomallin valinta. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 1

Johdatus tilastotieteeseen Regressiomallin valinta TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 1

Regressiomallin valinta Regressiomallin valinta: Johdanto Mallinvalintatestit Mallinvalintakriteerit Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 2

Regressiomallin valinta: Mitä opimme? Tässä luvussa tarkastellaan seuraavia kysymyksiä: (i) (ii) Miten regressiomalliin valitaan selittäjät? Missä tilanteissa ja miten epälineaarinen regressiomalli voidaan linearisoida niin, että tuloksena syntynyt transformoitu malli voidaan estimoida tavanomaiseen lineaarisen malliin yhteydessä käytettävällä tekniikalla? Selittäjien valintaongelmaan esitetään kaksi ratkaisua: (i) (ii) Mallinvalintatestien ja askellusstrategioitten käyttö. Mallinvalintakriteereiden käyttö. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 3

Regressiomallin valinta: Esitiedot Esitiedot: ks. seuraavia lukuja: Yleinen lineaarinen malli Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja todennäköisyysjakaumat Moniulotteisia todennäköisyysjakaumia TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 4

Regressiomallin valinta: Lisätiedot Yleisen lineaarisen mallin soveltamisen erityiskysymyksiä käsitellään myös luvuissa Regressiodiagnostiikka Regressioanalyysin erityiskysymyksiä TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 5

Regressiomallin valinta >> Regressiomallin valinta: Johdanto Mallinvalintatestit Mallinvalintakriteerit Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 6

Regressiomallin valinta: Johdanto Avainsanat Harhaisuus Harhattomuus Mallin valinta Mallivalintakriteerit Mallinvalintatestit Puuttuvat selittäjät Selittäjien valinta Selittäjäkandidaatti Tehokkuus Yleinen lineaarinen malli Estimointi Spesifiointi Standardioletukset TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 7

Regressiomallin valinta: Johdanto Regressiomallin selittäjien valinta Regressiomallin selittäjiksi on usein tarjolla joukko selittäjäkandidaatteja tai -ehdokkaita ja tilastollisen analyysin tehtävänä on löytää kandidaattien joukosta oikeat tai parhaat mahdolliset. Selittäjien valintaa regressiomallin kutsutaan tavallisesti mallin valinnaksi, vaikka oikeastaan kaikki mikä liittyy mallin rakenneosan ja jäännöstermin spesifikaatioiden valintaan on mallin valintaa. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 8

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Määritelmä Olkoon yj = β0 + β1xj1+ β2xj2 +! + βkxjk + ε j, j = 1,2,, n yleinen lineaarinen malli, jossa y j = selitettävän muuttujan y satunnainen ja havaittu arvo havaintoyksikössä j x ji = selittävän muuttujan eli selittäjän x i havaittu arvo havaintoyksikössä j, i = 1, 2,, k β 0 = vakioselittäjän tuntematon regressiokerroin β i ε j = selittäjän x i tuntematon regressiokerroin = satunnainen ja ei-havaittu jäännös- eli virhetermi havaintoyksikössä j TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 9

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Matriisiesitys Yleisen lineaarisen mallin matriisiesitys on muotoa jossa y = Xβ + ε y = selitettävän muuttujan y havaittujen arvojen muodostama satunnainen n-vektori X = selittäjien x 1, x 2,, x k havaittujen arvojen ja ykkösten muodostama n (k + 1)-matriisi β = regressiokertoimien muodostama tuntematon ja kiinteä eli ei-satunnainen (k + 1)-vektori ε = jäännöstermien muodostama ei-havaittu ja satunnainen n-vektori TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 10

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Standardioletukset kiinteille selittäjille Jos yleisen lineaarisen mallin y = Xβ + ε selittäjät x 1, x 2,, x k ovat kiinteitä eli ei-satunnaisia muuttujia, mallia koskevat standardioletukset voidaan esittää matriisein seuraavassa muodossa: (i) Matriisin X alkiot ovat ei-satunnaisia vakioita. (ii) Matriisi X on täysiasteinen: r(x) = k + 1 (iii) E(ε) = 0 (iv)&(v) Homoskedastisuus- ja korreloimattomuusoletus: (vi) Cov(ε) = σ 2 I Normaalisuusoletus: ε N n (0, σ 2 I) TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 11

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Standardioletukset satunnaisille selittäjille Jos yleisen lineaarisen mallin y = Xβ + ε selittäjät x 1, x 2,, x k ovat satunnaismuuttujia, mallia koskevat standardioletukset voidaan esittää matriisein seuraavassa muodossa: (i) Matriisin X alkiot ovat satunnaismuuttujia. (ii) Matriisi X on täysiasteinen: r(x) = k + 1 (iii) E(ε X) = 0 (iv) &(v) Homoskedastisuus ja korreloimattomuusoletus: (vi) Cov(ε X) = σ 2 I Normaalisuusoletus: (ε X) N n (0, σ 2 I) TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 12

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Rakenneosa ja jäännösosa Yleisessä lineaarisessa mallissa y = Xβ + ε selitettävä muuttujan arvojen vektori y on esitetty kahden osatekijän summana. Mallin systemaattinen eli rakenneosa E( yx) = Xβ riippuu selittäjien havaituista arvoista. Jäännöstermi ε muodostaa mallin satunnaisen osan, joka ei riipu selittäjien havaituista arvoista. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 13

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Regressiokertoimien PNS-estimaattorit 1/2 Yleisen lineaarisen mallin yj = β0 + β1xj1+ β2xj2 +! + βkxjk + ε j, j = 1,2,, n regressiokertoimien β 0, β 1, β 2,, β k PNS- eli pienimmän neliösumman estimaattorit b 0, b 1, b 2,, b k minimoivat jäännös- eli virhetermien ε j neliösumman n n 2 2 ε j = ( y j β0 β1xj1 β2xj2 βkxjk) j= 1 j= 1! kertoimien β 0, β 1, β 2,, β k suhteen. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 14

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Regressiokertoimien PNS-estimaattorit 2/2 Yleisen lineaarisen mallin y = Xβ + ε regressiokertoimien vektorin β = (β 0, β 1, β 2,, β k ) PNS-estimaattori voidaan esittää matriisein muodossa b= ( XX ) 1 Xy TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 15

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: PNS-estimaattoreiden ominaisuudet Yleisen lineaarisen mallin y = Xβ + ε regressiokertoimien vektorin β PNS-estimaattorilla b= ( XX ) 1 Xy on standardioletuksien (i)-(vi) pätiessä seuraavat stokastiset ominaisuudet: E( b) = β Cov( b) = σ ( XX ) 2 1 b β σ XX 2 1 N k+ 1(, ( ) ) TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 16

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Sovitteet ja residuaalit 1/2 Olkoon b = (b 0, b 1, b 2,, b k ) regressiokertoimien vektorin β = (β 0, β 1, β 2,, β k ) PNS-estimaattori. Määritellään estimoidun mallin sovitteet y kaavalla yˆ j = b0 + bx 1 j 1+ b2x j 2 +! + b k x jk, j = 1,2,, n Määritellään estimoidun mallin residuaalit e j kaavalla e = y yˆ j j j = y b bx b x! b x, j = 1,2,, n j 0 1 j1 2 j2 k jk ˆ j TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 17

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Sovitteet ja residuaalit 2/2 Sovitteiden muodostama n-vektori voidaan esittää matriisein muodossa yˆ = Xb= X( XX ) 1 Xy = Py Residuaalien muodostama n-vektori voidaan esittää matriisein muodossa 1 e= y yˆ = ( I X( XX ) X ) y = ( I P) y = My TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 18

Regressiomallin valinta: Johdanto Sovitteiden ja residuaalien ominaisuudet Sovitteiden ja residuaalien muodostamilla vektoreilla on seuraavat stokastiset ominaisuudet: Sovitteiden muodostama vektori ŷ : E( yˆ ) = Xβ 2 2 1 Cov( yˆ ) = σ P = σ X( XX ) X Residuaalien muodostama vektori e : E( e) = 0 2 2 2 1 Cov( e) = σ M = σ ( I P) = σ ( I X( XX ) X ) Huomautus: Residuaalit e j ovat (lievästi) korreloituneita, vaikka jäännöstermit ε j on oletettu korreloimattomiksi. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 19

Regressiomallin valinta: Johdanto Jäännösvarianssin estimointi Jos yleisen lineaarisen mallin jäännös-eli virhetermejä ε j koskevat standardioletukset (i)-(v) pätevät, jäännösvarianssin Var(ε j ) = σ 2 harhaton estimaattori on jossa s 1 n 2 2 = ej n k 1 j= 1 e j = estimoidun mallin residuaali, j = 1, 2,, n n = havaintojen lukumäärä k = (aitojen) selittäjien x i lukumäärä TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 20

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Mallin spesifiointi Lineaarisen mallin y = Xβ + ε muotoilua ja siitä tehtävien oletusten valintaa kutsutaan mallin spesifioinniksi eli täsmentämiseksi. Oikean spesifikaation löytäminen mallin systemaattiselle osalle eli rakenneosalle E( yx) = Xβ on regressioanalyysin päätehtävä, koska juuri mallin rakenneosa kuvaa selitettävän muuttujan y riippuvuutta selittäjistä x 1, x 2,, x k. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 21

Regressiomallin valinta: Johdanto Yleinen lineaarinen malli: Mallin rakenneosan spesifiointi 2/2 Lineaaristen regressiomallien estimointia, testausta ja ennustamista koskevat tulokset edellyttävät, että mallin rakenneosa on oikein spesifioitu. Virheet regressiomallin rakenneosan spesifioinnissa johtavat virheellisiin johtopäätöksiin selitettävän muuttujan ja selittäjien välisestä riippuvuudesta. Kun regressiomallin rakenneosalle etsitään oikeata spesifikaatiota, keskeinen ongelma on löytää malliin oikeat selittäjät. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 22

Regressiomallin valinta: Johdanto Miksi oikeiden selittäjien löytäminen on tärkeätä? Jos regressiomallista puuttuu siihen kuuluvia selittäjiä, mallin regressiokertoimien PNS-estimaattorit ovat (yleensä) harhaisia. Jos regressiomallissa on turhia selittäjiä, mallin regressiokertoimien PNS-estimaattorit ovat (yleensä) tehottomia, mikä merkitsee sitä, että kertoimien varianssit ovat tarpeettoman suuria. Huomautus: Estimaattorin harhaisuus on paljon vakavampi ongelma kuin estimaattorin tehottomuus. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 23

Regressiomallin valinta: Johdanto Miksi oikean selittäjien löytäminen on vaikeata? Hyvän regressiomallin jäännösneliösumma on pieni (selitysaste on korkea), mutta minkä tahansa selittäjän lisääminen malliin yleensä pienentää jäännösneliösummaa (kasvattaa selitysastetta). Hyvän regressiomallin kaikki selittäjät ovat tilastollisesti merkitseviä, mutta minkä tahansa selittäjän poistaminen mallista tai lisääminen malliin saattaa muuttaa malliin jäävien tai siellä jo olevien selittäjien tilastollista merkitsevyyttä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 24

Regressiomallin valinta: Johdanto Puuttuvien selittäjien ongelma 1/3 Olkoon oikea malli selittävälle muuttujalle y muotoa (1) y = Xβ 1 1+ X2β2+ ε Oletetaan, että estimoimme regressiokertoimien vektorin β 1 väärästä mallista (2) y = Xβ 1 1+ δ josta siis puuttuu osa oikean mallin (1) selittäjistä. Koska väärästä mallista (2) puuttuu osa oikean mallin (1) selittäjistä, väärän mallin (2) jäännöstermi on muotoa δ = X2β2 + ε Olkoon kerroinvektorin β 1 PNS-estimaattori väärästä mallista (2) 1 b = ( X X ) X y 1 1 1 1 Estimaattori b 1 on (yleensä) harhainen (ks. seuraava kalvo). TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 25

Regressiomallin valinta: Johdanto Puuttuvien selittäjien ongelma 2/3 Estimaattorin b 1 lauseke voidaan esittää muodossa 1 b = ( X X ) X y 1 1 = β1+ ( XX 1 1) XXβ 1 2 2 + ( XX 1 1) XXε 1 2 Estimaattori b 1 on yleensä harhainen: 1 E( b ) = β + ( XX ) XXβ β ellei ehto 1 ( XX ) XXβ = 0 päde. Tämäehto voi käytännössä toteutua vain kahdella tavalla: tai 1 1 1 1 = ( XX ) X ( Xβ + X β + ε) β 2 = 0 1 1 1 1 1 1 2 2 1 1 1 1 1 2 2 1 1 1 1 2 2 XX 1 2 = 0 TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 26

Regressiomallin valinta: Johdanto Puuttuvien selittäjien ongelma 3/3 Jos β 2 = 0 selitettävän muuttujan y havaitut arvot eivät riipu lineaarisesti matriisiin X 2 liittyvistä selittäjistä ja regressiokertoimien vektori β 1 voidaan siis estimoida harhattomasti mallista (2). Jos XX 1 2 = 0 matriisin X 1 sarakkeet ovat kohtisuorassa matriisin X 2 sarakkeita vastaan ja regressiokertoimien vektori β 1 voidaan estimoida harhattomasti mallista (2). Huomautus: Edellisen perusteella vektorin β komponentit voidaan ortogonaalisten selittäjien tapauksessa estimoida harhattomasti yhden selittäjän regressiomalleista. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 27

Regressiomallin valinta: Johdanto Ratkaisuja mallin valintaan Regressiomallin selittäjien valintaan on tarjolla kaksi erilaista menetelmää: (i) Mallinvalintatestejä käytettäessä malliin pyritään valitsemaan jotakin testausstrategiaa käyttäen kaikki tilastollisesti merkitsevät selittäjät. (ii) Mallinvalintakriteereitä käytettäessä malliin valitaan selittäjiksi kaikkien tarjolla olevien selittäjien joukosta sellainen osajoukko, joka optimoi käytetyn kriteerifunktion arvon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 28

Regressiomallin valinta Regressiomallin valinta: Johdanto >> Mallinvalintatestit Mallinvalintakriteerit Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 29

Mallinvalintatestit Avainsanat Askellus alaspäin Askeltava regressio Lähtömalli Mallinvalintatestit Selittäjän lisääminen Selittäjän poistaminen t-testi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 30

Mallinvalintatestit Mallinvalintatestien idea 1/2 Hyvässä regressiomallissa kaikki regressiokertoimet ovat tilastollisesti merkitseviä. Regressiokertoimen β i merkitsevyyttä testataan tilastollisesti testaamalla nollahypoteesia H 0 : β i = 0 Jos nollahypoteesi H 0 jää voimaan, selitettävä muuttuja ei riipu lineaarisesti kerrointa β i vastaavasta selittäjästä. Jos nollahypoteesi H 0 hylätään testissä, selitettävä muuttuja riippuu lineaarisesti kerrointa β i vastaavasta selittäjästä, jolloin sanotaan, että regressiokerroin β i ja sitä vastaava selittäjä ovat tilastollisesti merkitseviä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 31

Mallinvalintatestit Mallinvalintatestien idea 2/2 Selittäjän merkitsevyyttä testaavia tilastollisia testejä kutsutaan mallinvalinnassa mallinvalintatesteiksi. Regressiokertoimen tilastollista merkitsevyyttä testataan tavallisesti tavanomaisella t-testillä. Kun mallinvalinnassa käytetään mallinvalintatestejä, tavoitteena on ottaa malliin mukaan kaikki tilastollisesti merkitsevät selittäjät ja sulkea mallin ulkopuolelle kaikki tilastollisesti ei-merkitsevät selittäjät. Mallinvalintatestejä käytettäessä muodostetaan tavallisesti ensin lähtömalli, johon tilastollisesti merkitsevät selittäjät pyritään lisäämään ja josta ei-merkitsevät pyritään poistamaan. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 32

Mallinvalintatestit Mallinvalintatestien soveltamisen perusongelma Tilastollisesti merkitsevien selittäjien lisääminen malliin ja ei-merkitsevien selittäjien poistaminen mallista mallinvalintatestien perusteella ei kuitenkaan ole ongelmatonta, koska selittäjän tilastolliseen merkitsevyyteen vaikuttaa yleensä se, mitä muita selittäjiä mallissa on testaushetkellä. Siten testien suoritusjärjestys saattaa vaikuttaa siihen, mikä malli tulee valituksi. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 33

Mallinvalintatestit Selittäjän poistamisen vaikutukset Kun mallista poistetaan tilastollisesti ei-merkitseviä selittäjiä kohdataan usein seuraavat ongelmat: (i) Ei-merkitseviä selittäjiä poistettaessa poistamisjärjestys saattaa vaikuttaa lopputulokseen. (ii) Selittäjän poistaminen mallista saattaa muuttaa aikaisemmin ei-merkitsevänä poistetun selittäjäkandidaatin merkitseväksi, jos se otettaisiin takaisin malliin. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 34

Mallinvalintatestit Selittäjän lisäämisen vaikutukset Kun malliin lisätään tilastollisesti merkitseviä selittäjiä kohdataan usein seuraavat ongelmat: (i) Merkitseviä selittäjiä lisättäessä lisäämisjärjestys saattaa vaikuttaa lopputulokseen. (ii) Selittäjän lisääminen malliin saattaa muuttaa mallissa olevan, ennen uuden selittäjän lisäämistä merkitsevän selittäjän ei-merkitseväksi. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 35

Mallinvalintatestit Mallinvalintatestit ja askellusstrategiat Mallinvalintatestien soveltamisen ongelmat ovat johtaneet erilaisten askellusstrategioiden kehittämiseen. Tässä esitellään 2 strategiaa: (i) Askellus alaspäin (ii) Askeltava regressio Huomautus: Eri strategiat saattavat johtaa eri malleihin! TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 36

Mallinvalintatestit Askellus alaspäin 1/2 Alaspäin askelluksessa käytettävä mallinvalintastrategia: (1) Otetaan lähtömalliin mukaan kaikki selittäjäkandidaatit. (2) Valitaan mallinvalintatesteissä käytettävä merkitsevyystaso Out. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 37

Mallinvalintatestit Askellus alaspäin 2/2 Alaspäin askelluksessa käytettävä mallinvalintastrategia: Askel muodostuu vaiheista (3)-(7). (3) Estimoidaan malli niillä selittäjillä, jotka ovat mallissa. (4) Testataan merkitsevyystasoa Out käyttäen kaikkien mallissa olevien selittäjien tilastollista merkitsevyyttä. (5) Jos kaikki mallissa olevat selittäjät ovat tilastollisesti merkitseviä, malli on valmis. (6) Poistetaan mallin ei-merkitsevistä selittäjistä se, jota vastaava p-arvo on suurin. (7) Palataan vaiheeseen (3). TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 38

Mallinvalintatestit Askellus alaspäin: Kommentteja Vaihe (3) eli mallin estimointi uudelleen on välttämätön joka askeleessa. Tämä johtuu siitä, että lukuun ottamatta ortogonaalisten selittäjien tapausta estimointitulokset yleensä muuttuvat joka askeleessa. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 39

Mallinvalintatestit Askeltava regressio 1/4 Askeltavassa regressiossa käytettävä mallinvalintastrategia: (1) Muodostetaan lähtömalli. (2) Valitaan kaksi mallinvalintatesteissä käytettävää merkitsevyystasoa In ja Out. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 40

Mallinvalintatestit Askeltava regressio 2/4 Askeltavassa regressiossa käytettävä mallinvalintastrategia: Askel muodostuu vaiheista (3)-(9). (3) Estimoidaan malli niillä selittäjillä, jotka ovat mallissa. (4) Testataan vuorotellen merkitsevyystasoa In käyttäen kaikkien ko. askeleessa mallin ulkopuolella olevien selittäjäkandidaattien tilastollista merkitsevyyttä malliin lisättyinä. (5) Testataan merkitsevyystasoa Out käyttäen kaikkien mallissa olevien selittäjien tilastollista merkitsevyyttä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 41

Mallinvalintatestit Askeltava regressio 3/4 Askeltavassa regressiossa käytettävä mallinvalintastrategia: Askel muodostuu vaiheista (3)-(9). (6) Jos malliin liitettynä tilastollisesti merkitseviä selittäjäkandidaatteja löytyy, lisätään malliin kandidaateista se, jota vastaava p-arvo on pienin. (7) Jos mallissa on tilastollisesti ei-merkityksellisiä selittäjiä, poistetaan niistä se, jota vastaava p-arvo on suurin. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 42

Mallinvalintatestit Askeltava regressio 4/4 Askeltavassa regressiossa käytettävä mallinvalintastrategia: Askel muodostuu vaiheista (3)-(9). (8) Jos malliin ei voida liittää uusia selittäjiä eikä siitä poistaa yhtään siinä olevaa selittäjää, malli on valmis. (9) Palataan vaiheeseen (3). TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 43

Mallinvalintatestit Askellus alaspäin: Kommentteja Vaihe (3) eli mallin estimointi uudelleen on välttämätön joka askeleessa. Tämä johtuu siitä, että lukuun ottamatta ortogonaalisten selittäjien tapausta estimointitulokset yleensä muuttuvat joka askeleessa. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 44

Regressiomallin valinta Regressiomallin valinta: Johdanto Mallinvalintatestit >> Mallinvalintakriteerit Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 45

Mallinvalintakriteerit Avainsanat Jäännösneliösumma Mallinvalintakriteerit Akaiken kriteeri Jäännösvarianssikriteeri Korjattu selitysaste Mallowsin kriteeri Schwarzin kriteeri Principle of Parsimony Selitysaste Sakkofunktio TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 46

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteereiden idea 1/3 Hyvän regressiomallin jäännösneliösumma SSE on pieni tai mikä on sama asia selitysaste R 2 on korkea. Saattaisi olla houkutteleva ajatus valita tarjolla olevista selittäjäkandidaateista malliin ne, jotka minimoivat jäännösneliösumman (maksimoivat selitysasteen). TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 47

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteereiden idea 2/3 Jäännösneliösumman minimointia (selitysasteen maksimointia) ei kuitenkaan voida käyttää mallin valintaan: (i) Jäännösneliösumma SSE pienenee tai ei ainakaan kasva (selitysaste R 2 kasvaa tai ei ainakaan pienene) aina, kun malliin lisätään selittäjä. (ii) Jäännösneliösumman minimointi (selitysasteen maksimointi) johtaa aina kaikkien tarjolla olevien selittäjien valintaan. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 48

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteereiden idea 3/3 Mallinvalintakriteereissä jäännösneliösummaan liitetään sakkofunktio, jonka arvo riippuu estimoitavien regressiokertoimien lukumäärästä. Sakkofunktio kasvattaa kriteerifunktio arvoa, elleivät malliin lisätyt selittäjät pienennä jäännösneliösummaa tarpeeksi paljon. Mallinvalintakriteereitä voidaan pitää tieteellisen päättelyn keskeisen periaatteen principle of parsimony kiteytyksinä tilastollisten mallien maailmaan. Principle of parsimony: Yksinkertainen selitys tosiasioille on aina parempi kuin monimutkainen selitys. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 49

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteerit 1/3 Olkoon y = X β + ε p p lineaarinen regressiomalli, jossa selittäjien lukumäärä on (vakioselittäjä mukaan luettuna) p = k + 1. Olkoon b = ( X X ) X y 1 p p p p regressiokertoimien vektorin β p PNS-estimaattori ja SSE = ( y X b )( y X b ) p p p p p vastaava jäännösneliösumma. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 50

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteerit 2/3 Mallinvalintakriteerit voidaan tavallisesti esittää muodossa 2 C( p, n) = ˆ σ + p f( n) p jossa SSE 2 p ˆ σ p = n on jäännösvarianssin σ 2 suurimman uskottavuuden (SU-) estimaattori mallista, jossa on p selittäjää ja f(n) on positiivinen havaintojen ja havaintojen lukumäärän funktio. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 51

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteerit 3/3 Kriteerifunktiolla 2 C( p, n) = ˆ σ + p f( n) on seuraavat ominaisuudet: p (i) Jäännösvarianssin σ 2 2 SU-estimaattorin σˆ p arvo pienenee (tai ei ainakaan kasva), kun malliin lisätään selittäjä. (ii) Sakkofunktion p f(n) arvo kasvaa, kun malliin lisätään selittäjä. Kriteerifunktion C(p, n) arvo pienenee siis vain, jos 2 estimaattori σˆ p pienenee tarpeeksi paljon, kun malliin lisätään selittäjä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 52

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteereiden käyttö mallin valinnassa Oletetaan, että tarjolla olevia selittäjäkandidaatteja on kaikkiaan q kappaletta. Mallinvalintakriteereitä sovelletaan seuraavalla tavalla: (i) Määrätään kriteerifunktion arvo kaikille mahdollisille selittäjäkandidaattien yhdistelmille eli kaikille malleille, joissa on p selittäjää, kun p = 1, 2,, q. (ii) Valitaan malliin selittäjiksi se selittäjäkandidaattien yhdistelmä, joka optimoi kriteerifunktion arvon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 53

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteerin valitseminen 1/2 Kirjallisuus tuntee useita erilaisia mallinvalintakriteereitä. Tässä esitellään 5 kriteeriä: (i) Jäännösvarianssikriteeri (ii) Korjattu selityaste (iii) Mallowsin C p (iv) Akaiken informaatiokriteeri AIC (v) Schwarzin Bayeslainen informaatiokriteeri SBIC Teoreettisesti vahvimmat perustelut on esitetty C p -, AICja SBIC-kriteereille Huomautus: Eri kriteerit saattavat johtaa eri malleihin! TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 54

Mallinvalintakriteerit Mallinvalintakriteerin valitseminen 2/2 Voidaan osoittaa, että sekä jäännösvarianssikriteerillä, korjatulla selitysasteella, Mallowsin C p -kriteerillä, AICkriteerillä että SBIC-kriteerillä on seuraava hyvyysominaisuus: Kriteerit tuottavat asymptoottisesti (havaintojen lukumäärän kasvaessa rajatta) mallin, joka on harhaton siinä mielessä, että mallista ei jää pois malliin kuuluvia selittäjiä. Tässä esiteltävistä kriteereistä kuitenkin vain SBICkriteeri tuottaa asymptoottisesti (havaintojen lukumäärän kasvaessa rajatta) mallin, joka on tehokas siinä mielessä, että mallissa ei ole turhia selittäjiä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 55

Mallinvalintakriteerit Jäännösvarianssikriteeri 1/2 Jäännösneliösummaa SSE p ei sellaisenaan voida käyttää mallin valinnassa, koska se pienenee (tai ei ainakaan kasva) aina, kun malliin lisätään selittäjiä. 2 Määritellään jäännösvarianssikriteeri kaavalla jossa s 2 SSE ˆ 2 p σ 2 p ˆ p = = σ p + p n p n p 2 ˆ p = p = ( y Xpβ p)( y Xpβ p) SSE nσ on jäännösneliösumma mallista, jossa on p q selittäjää. s p TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 56

Mallinvalintakriteerit Jäännösvarianssikriteeri 2/2 Jäännösvarianssikriteerin mukaan paras malli on se, joka minimoi kriteerifunktion 2 SSE ˆ 2 p σ 2 p s ˆ p = = σ p + p n p n p arvon. Huomautus: 2 Jäännösvarianssikriteerin s p arvo saattaa kasvaa, elleivät malliin lisätyt selittäjät pienennä estimoidun mallin jäännösneliösummaa SSE p tarpeeksi paljon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 57

Mallinvalintakriteerit Korjattu selitysaste 1/2 Selitysastetta R 2 ei sellaisenaan voi käyttää mallin valinnassa, koska se kasvaa (tai ei ainakaan pienene) aina, kun malliin lisätään selittäjiä. 2 Määritellään korjattu selitysaste kaavalla jossa R SSE = n p SST 2 n 1 p 1 SSE = ( y X b )( y X b ) p p p p p p on jäännösneliösumma mallista, jossa on p q selittäjää ja 2 SST = ( n 1) s y on muuttujan y vaihtelua kuvaava kokonaisneliösumma. R p TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 58

Mallinvalintakriteerit Korjattu selitysaste 2/2 Korjatun selitysasteen mukaan paras malli on se, joka maksimoi kriteerifunktion R arvon. 2 n 1 p 1 Huomautuksia: SSE = n p SST p 2 (1) Korjatun selitysasteen R p arvo saattaa pienentyä, elleivät malliin lisätyt selittäjät kasvata estimoidun mallin selitysastetta tarpeeksi paljon. 2 (2) Korjatun selitysasteen R p maksimointi johtaa samaan malliin 2 kuin jäännösvarianssikriteerin minimointi. s p TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 59

Mallinvalintakriteerit Mallowsin C p 1/3 Määritellään Mallowsin C p -kriteeri kaavalla SSEp Cp = + 2 p n 2 sq jossa 2 SSE = nσ ˆ = ( y X β )( y X β ) p p p p p p on jäännösneliösumma mallista, jossa on p q selittäjää ja 2 ( n q) s q = SSE q missä q on kaikkien selittäjäkandidaattien lukumäärä. Mallowsin kriteerin mukaan paras malli on se, joka minimoi kriteerifunktion C p arvon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 60

Mallinvalintakriteerit Mallowsin C p 2/3 Mallowsin C p -kriteeristä tunnetaan useita ekvivalentteja muotoja. Määritellään kriteerifunktiot C p ja C p kaavoilla 2 C = SSE + (2 p n) s p p q ja 2 s 2 q C ˆ p = σ p + 2 p n Kriteerifunktioiden Cp, C p, C pminimointi johtaa täsmälleen samaan malliin. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 61

Mallinvalintakriteerit Mallowsin C p 3/3 b q p Olkoon vektorin β q estimaattori, joka perustuu p q selittäjäkandidaattiin, millä tarkoitetaan sitä, että ne kertoimet, joita vastaavat selittäjät on jätetty pois mallista, p merkitään vektorissa nolliksi. Mallowsin C p -kriteeri on vektorin β q estimaattorin prediktiivisen keskineliövirheen p p p PMSE( bq) = E ( bq βq) XX q q( bq βq) approksimatiivisesti harhaton estimaattori eli p E( C p) PMSE( bq ) jos mallin y = X β + ε harha on pieni. p p b q p b q TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 62

Mallinvalintakriteerit Akaiken informaatiokriteeri AIC 1/2 Määritellään Akaiken informaatiokriteeri AIC kaavalla 2 ˆ σ 2 p AIC = ˆ σ p + 2 p n jossa SSE 2 ˆ σ p = n p on jäännösvarianssin σ 2 SU-estimaattori mallista, jossa on p q selittäjää. Aikaiken informaatiokriteerin mukaan paras malli on se, joka minimoi kriteerifunktion AIC arvon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 63

Mallinvalintakriteerit Akaiken informaatiokriteeri AIC 2/2 Akaiken informaatiokriteeri on approksimatiivisesti harhaton estimaattori mallin y = X β + ε p p ns. Kullbackin ja Leiblerin informaatiolle. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 64

Mallinvalintakriteerit Schwarzin kriteeri SBIC 1/2 Määritellään Schwarzin kriteeri SBIC kaavalla 2 ˆ σ log( ) 2 p n SBIC = ˆ σ p + 2 p n jossa SSE 2 p ˆ σ p = n on jäännösvarianssin σ 2 SU-estimaattori mallista, jossa on p q selittäjää. Schwarzin kriteerin mukaan paras malli on se, joka minimoi kriteerifunktion SBIC arvon. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 65

Mallinvalintakriteerit Schwarzin kriteeri SBIC 2/2 Schwarzin kriteeri maksimoi approksimatiivisesti mallin y = X β + ε p p posteriori-todennäköisyyden sopivasti valitulle priorijakaumien perheelle. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 66

Mallinvalintakriteerit Kommentteja mallin valintaongelman tilastollisiin ratkaisuihin 1/2 Mallin valinnassa käytettävät tilastolliset kriteerit: (i) Valittu malli selviää diagnostisista tarkistuksista; ks. lukua Regressiodiagnostiikka. (ii) Valitun mallin parametrit ovat tilastollisesti merkitseviä; ks. kappaletta Mallinvalintatestit. Mallia ei pidä kuitenkaan koskaan valita pelkästään tilastollisin kriteerein. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 67

Mallinvalintakriteerit Kommentteja mallin valintaongelman tilastollisiin ratkaisuihin 2/2 Mallin valinnassa käytettävät asialoogiset kriteerit: (i) Ovatko mallin parametrit tulkittavissa? (ii) Ovatko mallin parametrit oikean merkkisiä ja oikean kokoisia? (iii) Kuvaako malli todellisuutta mielekkäällä tavalla? Asialoogisia kriteereitä ei voida asettaa tilastotieteestä käsin. Vain tutkimuksen kohteena olevan ilmiön tuntemus ja ilmiötä koskeva teoria mahdollistavat asialoogisten kriteerien asettamisen. Malli pitää aina alistaa asialoogisiin tarkistuksiin. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 68

Regressiomallin valinta Regressiomallin valinta: Johdanto Mallinvalintatestit Mallinvalintakriteerit >> Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 69

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Avainsanat Epälineaarinen tilastollinen riippuvuus Lineaarinen tilastollinen riippuvuus Linearisointi Linearisoivat muunnokset TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 70

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Regressiomallin linearisointi 1/4 Jos selitettävän muuttujan y tilastollinen riippuvuus selittäjistä x 1, x 2,, x k on epälineaarinen, riippuvuuden analysointi vaatii yleensä epälineaarisen regressiomallin rakentamista. Epälineaaristen regressiomallien käsittely sivuutetaan tässä. Joskus selitettävän muuttujan y ja selittävien muuttujien x 1, x 2,, x k välinen epälineaarinen tilastollinen riippuvuus voidaan kuitenkin linearisoida selitettävän muuttujan ja selittäjien sopivilla muunnoksilla niin, että linearisoinnin tuloksena syntynyt transformoitu malli toteuttaa yleisen lineaarisen mallin standardioletukset. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 71

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Regressiomallin linearisointi 2/4 Rajoitumme tässä linearisoivien muunnosten käytön kuvaamiseen yhden selittäjän tapauksessa. Olkoot y j, j = 1, 2,, n selitettävän muuttujan y havaittuja arvoja ja x j, j = 1, 2,, n selittävän muuttujan x havaittuja arvoja, jotka liittyvät kaikille j = 1, 2,, n samaan havaintoyksikköön. Oletetaan, että selitettävän muuttujan y tilastollinen riippuvuus selittäjästä x on epälineaarista. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 72

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Regressiomallin linearisointi 3/4 Sanomme, että selitettävän muuttujan y ja selittäjän x välinen epälineaarinen tilastollinen riippuvuus voidaan linearisoida, jos on olemassa bijektiiviset kuvaukset f ja g niin, että muunnetuille havaintoarvoille ( f( x ), g( y )), j = 1,2,, n j j pätee regressiokertoimien β 0 ja β 1 suhteen lineaarinen esitys f( y ) = β + β g( x ) + ε, j = 1,2,, n j 0 1 j j jossa jäännöstermit ε j toteuttavat yleisen lineaarisen mallin standardioletukset. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 73

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Regressiomallin linearisointi 4/4 Tällöin transformoituun malliin f( y ) = β + β g( x ) + ε, j = 1,2,, n j 0 1 j j voidaan soveltaa tavanomaisia lineaarisen mallin estimointi- ja testaustekniikoita. Parhaimmillaan linearisoivat muunnokset f ja g löytyvät taustateorian kuten fysiikan tai taloustieteen avulla; ks. kuitenkin seuraavat kalvot. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 74

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivien muunnosten etsiminen I 1/2 Sopivien muunnosten etsimisissä voidaan käyttää apuna tilastografiikkaa: (i) Piirretään selitettävän muuttujan y ja selittäjän x havaituista arvoista pistediagrammi ( x, y ), j = 1,2,, n j j (ii) Piirretään selitettävän muuttujan y ja selittäjän x havaittujen arvojen muunnoksista pistediagrammit ( gx ( j), f( yj)), j= 1,2,, n funktioiden f ja g kaikille mahdollisille kandidaateille. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 75

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivien muunnosten etsiminen I 2/2 Muuttujien y ja x tilastollisen riippuvuuden epälineaarisuus näkyy pistediagrammin ( xj, yj), j = 1,2,, n pistepilven tai -parven käyristymisenä. Jos funktiot f ja g onnistuvat linearisoimaan muuttujien y ja x välisen epälineaarisen tilastollisen riippuvuuden, pistediagrammin ( gx ( j), f( yj)), j= 1,2,, n pistepilvessä tai -parvessa ei näy käyristymistä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 76

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivien muunnosten etsiminen II 1/2 Sopivien muunnosten f ja g etsimisessä auttaa usein myös seuraava tekniikka: (i) Estimoidaan transformoidut mallit f( y ) = β + β g( x ) + ε, j = 1,2,, n funktioiden f ja g kaikille mahdollisille kandidaateille. (ii) Piirretään estimointituloksista seuraavat residuaalikuviot: Standardoidut residuaalit sovitteita vastaan: ( fˆ ( y ),Std( e )), j = 1,2,, n j j Standardoidut residuaalit selittäjän arvoja vastaan: ( x,std( e )), j = 1,2,, n j j 0 1 j j j TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 77

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivien muunnosten etsiminen II 2/2 Jos funktiot f ja g eivät onnistu linearisoimaan muuttujien y ja x epälineaarista tilastollista riippuvuutta, residuaalikuvioiden pistepilvissä näkyy käyristymistä. Sen sijaan, jos funktiot f ja g onnistuvat linearisoimaan muuttujien y ja x epälineaarisen tilastollisen riippuvuuden, residuaalikuvioiden pistepilvissä ei näy käyristymistä. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 78

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivia muunnoksia 1/2 Alla oleva taulukko esittää sellaisia funktioiden f ja g kombinaatioita, joiden on monissa sovellustilanteissa havaittu tuottavan linearisoidun esityksen f( y) = β + β g( x) 0 1 muuttujien y ja x tilastolliselle riippuvuudelle. gx ( ) f( y) x 1 x log( x) y y = β + β x y = β + β x y = β + β log( x) 0 1 0 1 0 1 1 y 1 y = β + β x 1 y = β + β x 1 y = β + β log( x) 0 1 0 1 0 1 log( y) log( y) = β + β x log( y) = β + β x log( y) = β + β log( x) 0 1 0 1 0 1 TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 79

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Linearisoivia muunnoksia 2/2 Olkoot funktiot f ja g kuten esityksessä f( y) = β + β g( x) 0 1 edellisellä kalvolla. Alla oleva taulukko esittää ratkaisuja muuttujan y suhteen. gx ( ) f( y) x 1 x log( x) y y = β + β x y = β + β x y = β + β log( x) 0 1 0 1 0 1 1 1 β1 1 1 1 y y = y = y = 2 β β 0 0 β β 0 1 x β 0 β1 x+ β1 log( x) β + β + 1 0 β 1 β0 β1x β0 β1 x β0 β1 log( y) y = e e y = e e y = e x TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 80

Epälineaaristen riippuvuuksien linearisointi Vaatimukset muunnoksille On syytä huomata, että ei riitä, että valitut muunnokset tuottavat lineaarisen mallin, joka sopii hyvin havaintoihin, vaan käytettävien muunnosten pitää toteuttaa selitettävän muuttujan ja selittäjän käyttäytymiseen liittyvät loogisuusehdot: (i) Muunnosfunktioiden määrittely-ja arvoalueiden pitää liittyä loogisella tavalla selitettävän muuttujan ja selittäjän mahdollisten arvojen alueisiin. (ii) Muunnosfunktioiden asymptoottisen käyttäytymisen pitää vastata loogisella tavalla selitettävän muuttujan ja selittäjän mahdollisten arvojen käyttäytymistä niiden äärialueilla. TKK (c) Ilkka Mellin (2004) 81