Метод Белсли
Материал из MachineLearning.
(Новая: Линейные регрессионные модели часто используются для исследования зависимости между ответом и приз...) |
м (Исправлен вывод формул) |
||
(53 промежуточные версии не показаны) | |||
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). | |
- | == | + | ==Разложение линейной модели== |
- | + | Рассматривается линейная регрессионная модель: <br /> | |
- | <tex>y=X \beta + \varepsilon</tex><br /> | + | {{eqno|1}} |
- | где <tex>y</tex> - n-мерный | + | <center><tex>y=X \beta + \varepsilon,</tex><br /> </center> |
- | Если есть коллинеарность между признаками согласно | + | где <tex>y</tex> -– <tex>n</tex>-мерный вектор зависимой переменной, <tex>X</tex> -- <tex>n \times p</tex>, <tex>(n>p)</tex> матрица признаков, <tex>\beta</tex> -- <tex>p</tex>-мерный вектор неизвестных коэффициентов, параметров линейной регрессионной модели. |
- | <tex>X=UDV^T</tex><br/> | + | Предполагается, что <tex>n</tex>-мерный вектор случайного возмущения <tex>\varepsilon</tex> имеет нулевое матожидание и ковариационную матрицу <tex>{\sigma}^2 I</tex>, где <tex>I</tex> -- <tex>n \times n</tex> единичная матрица, а <tex>{\sigma}^2>0</tex>. Будем считать что <tex>X</tex> имеет ранг <tex>p</tex>. |
- | + | ===[[Сингулярное разложение]]=== | |
- | + | Если есть коллинеарность между признаками согласно Бэлсли имеет смысл использовать [[сингулярное разложение]](SVD), чтобы определить вовлеченные переменные. Матрица сингулярного разложения <tex>X</tex> определяется как: <br/> | |
- | == | + | {{eqno|2}} |
+ | <center><tex>X=UDV^T.</tex> <br/></center> | ||
+ | Здесь матрица <tex>U</tex> -- <tex>n \times p</tex> ортогональная. Матрица <tex>D</tex> -- <tex>p \times p</tex> диагональная прямоугольная, на диагонали которой стоят неотрицательные числа, сингулярными значениями <tex>X</tex>. Диагональной прямоугольной назовем матрицу, ненулевые элементы которой имеют координаты вида <tex>(i,i), i \in {1, \dots, p}. </tex>Матрица <tex>V</tex> -- <tex>p \times p</tex> ортогональная, ее столбцы -- собственные вектора <tex>X^T X</tex>. | ||
+ | Существование коллинеарной зависимости влечет близость к нулю некоторых сингулярных значений. | ||
+ | Будем считать, что <tex>(p - s)</tex> сингулярных значений близки к нулю. | ||
+ | <tex>d_{jj}</tex>, или просто <tex>d_{j}</tex>, элементы матрицы <tex>D</tex> упорядочены так, что <br/> | ||
+ | <tex>d_{1} \geq d_{2} \geq ...\geq d_{s} \geq ... \geq d_{p} \geq 0 </tex><br/> | ||
+ | ===Выявление части разложения ответственного за мультиколлинеарность=== | ||
+ | Рассмотрим разбиение<br/> | ||
+ | {{eqno|3}}<center> | ||
+ | <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>U=(U_{n\times s} U_{n \times (p-s)}) = (U_S U_N) | ||
+ | </tex></center><br/> | ||
+ | {{eqno|4}} | ||
+ | <center> | ||
+ | <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. | ||
+ | Матрица <tex>U</tex> ортогональна, т.е. <tex>U^T U=I_{p \times p}</tex>, так же как и <tex>U_{S}</tex> и <tex>U_{N}</tex>. Таким образом <br/> выполнено | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>U^{T}_{S} U_{S}=I_{s \times s}</tex> <br/> | ||
+ | <tex>U^{T}_{N} U_{N}=I_{(p-s) \times (p-s)}</tex> <br/> | ||
+ | <tex>U^{T}_{S} U_{N}=O_{s \times (p-s)}</tex> <br/> | ||
+ | {{eqno|5}} | ||
+ | <tex>U^{T}_{N} U_{S}=O_{(p-s) \times s}</tex><br/> | ||
+ | </center> | ||
+ | Так как <tex>V</tex> тоже ортогональная, то верно<br/> | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>V^{T}_{S} V_{S}=I_{s \times s}</tex> <br/> | ||
+ | <tex>V^{T}_{N} V_{N}=I_{(p-s) \times (p-s)}</tex> <br/> | ||
+ | <tex>V^{T}_{S} V_{N}=O_{s \times (p-s)}</tex> <br/> | ||
+ | {{eqno|6}} | ||
+ | <tex>V^{T}_{N} V_{S}=O_{(p-s) \times s}.</tex><br/> | ||
+ | </center> | ||
+ | Здесь <tex>O_n</tex> -- нулевая матрица размера <tex>n</tex>. | ||
+ | Таким образом, используя {{eqref|2}}-{{eqref|6}}, запишем разложение: <br/> | ||
+ | {{eqno|7}} | ||
+ | <center><tex>X=UDV^T=U_{S} D_{S} V_{S}^T + U_{N} D_{N} V_{N}^T</tex></center><br/> | ||
+ | Обозначим слагаемые в правой части как <br/> | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>X_{S}=U_{S} D_{S} V_{S}^T</tex><br/><br/> | ||
+ | {{eqno|8}} | ||
+ | <tex>X_{N}=U_{N} D_{N} V_{N}^T</tex><br/></center> | ||
+ | Заметим что получившиеся матрицы ортогональны:<br/> | ||
+ | {{eqno|9}} | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>X_{S}^{T} X_{N} = O, </tex></center><br/> | ||
+ | что обеспечивает возможность ортогонального разложения <tex>X</tex> :<br/> | ||
+ | {{eqno|10}} | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>X=X_{S}+X_{N}.</tex></center><br/> | ||
+ | Согласно нашим предположениям <tex>X</tex> имеет ранг <tex>p</tex>, и, следовательно, <tex>X_{S}</tex> и <tex>X_{N}</tex> имеют ранг <tex>s</tex> и <tex>(p-s)</tex> соответственно. Тогда для разложения (2) :<br/> | ||
+ | {{eqno|11}} | ||
+ | <center> | ||
+ | <tex>X(V_{S} V_{N})=(U_{S} U_{N}) \begin{pmatrix} | ||
+ | D_{S} & O \\ | ||
+ | O & D_{N} \\ | ||
+ | \end{pmatrix}</tex></center><br/> | ||
+ | Далее получаем <br/> | ||
+ | {{eqno|12}}<center> | ||
+ | <tex>X V_{S}=X_{S} V_{S}=U_{S} D_{S} </tex></center><br/> | ||
+ | и <br/> | ||
+ | {{eqno|13}}<center> | ||
+ | <tex>X V_{N}=X_{N} V_{N}=U_{N} D_{N} \approx O </tex></center><br/> | ||
+ | Равенства в {{eqref|12}} и {{eqref|13}} получаются из {{eqref|8}} и {{eqref|10}}, ссылаясь на то, что из ортогональности <tex>V</tex> следует <tex>V^T_N V_S = O</tex>. | ||
+ | Это значит что полученная нами матрица <tex>X_S</tex> содержит всю информацию и только ее, входящую в <tex>X</tex>, и при этом свободна от коллинеарности, связанной с остальными <tex>(p-s) </tex> собственными векторами.<br/> | ||
+ | Соответственно <tex>X_N</tex> содержит только информацию связанную с коллинеарностью. | ||
+ | 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. | ||
+ | <tex>X^N</tex> же содержит информацию связанную с <tex>p-s</tex> компонентами которые участвуют в коллинеарных зависимостях. Переменные, входящие в коллинеарности, это те, которые имеют наибольшие координаты в столбцах матрицы <tex>V_N</tex>. | ||
+ | Вектор <tex>\beta</tex> минимизирует ошибку методом наименьших квадратов:<br/> | ||
+ | {{eqno|14}}<center> | ||
+ | <tex>\beta=(X^T X)^{-1} X^T y = X^{+}y</tex></center><br/> | ||
+ | где <tex>X^{+}</tex> -- псевдообратная матрица <tex>X</tex>. Последнее равенство выполняется только если <tex>X</tex> имеет полный ранг. Используя предыдущее разложение может быть показано что:<br/> | ||
+ | {{eqno|15}}<center> | ||
+ | <tex>(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)^{+}. </tex></center><br/> | ||
+ | Последнее равенство использует то, что | ||
+ | <tex>X^T_S X_S=V_S D^{2}_S V_S^T</tex> -- сингулярное разложение <tex>X^T_S X_S</tex> и, следовательно, <tex>(X^T_S X_S)^{+}=V_S D^{-2}_S V_S^T</tex>. Для <tex>(X^T_N X_N)^{+} </tex> аналогично.<br/> | ||
+ | Подставляя {{eqref|15}} и {{eqref|7}} в {{eqref|14}} получаем выражение для параметров модели: <br/> | ||
+ | {{eqno|16}}<center> | ||
+ | <tex>\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</tex></center><br/> | ||
+ | Окончательно модель:<br/> | ||
+ | {{eqno|17}}<center> | ||
+ | <tex>y=(X_S + X_N)({\beta}_S + {\beta}_N) +e.</tex></center><br/> | ||
+ | Здесь <tex>e</tex> -- вектор регрессионных остатков.<br/> | ||
+ | Из {{eqref|15}} получаем выражение для ковариации параметров модели:<br/> | ||
+ | {{eqno|18}}<center> | ||
+ | <tex>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)</tex></center><br/> | ||
+ | Элементы на главной диагонали <tex>(X^T_N X_N)^{-1} </tex> это [[Фактор инфляции дисперсии|VIF]], которые могут быть разложены на компоненты, соответствующие каждому <tex>{\beta}_{Si}</tex> и <tex>{\beta}_{Ni} (i=1,2,...,p).</tex> | ||
+ | <br/> | ||
+ | <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><br/> | ||
+ | |||
+ | ==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.<br/> | ||
+ | Из {{eqref|16}} получаем:<br/> | ||
+ | {{eqno|19}}<center> | ||
+ | <tex>{\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} </tex></center><br/> | ||
+ | где <tex>V=({\upsilon}_{ij})</tex> и <tex>U=({u}_{ij})</tex>. | ||
+ | Значения <tex>{\beta}_{Si}</tex> и <tex>{\beta}_{Ni}</tex> зависят от элементов <tex>U</tex> и <tex>y</tex>, и от соотношений <tex>\frac{{\upsilon}_{ij}}{d_j}</tex>, определяющих соотношения между признаками. | ||
+ | Значения <tex>d_j</tex> всегда больше нуля (мы считаем что ранг <tex>X</tex> равен <tex>p</tex>), тогда как <tex>{\upsilon}_{ij}</tex> принимает значения от -1 до 1. | ||
+ | Отрицательные значения <tex>{\upsilon}_{ij}</tex> могут привести к тому, что <tex>{\beta}_{Si}</tex> и <tex>{\beta}_{Ni}</tex> будут разных знаков. | ||
+ | При этом один из параметров может иметь абсолютное значение больше <tex>\beta</tex>. | ||
+ | Для собственных векторов, соответствующих очень маленьким собственным значениям, верно, что большие абсолютные значения <tex>{\upsilon}_{ij}</tex> 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 <tex>(p-s)</tex>. | ||
+ | Это обычно приводит к уменьшению абсолютных значений <tex>{\beta}_{Si}</tex> и увеличению <tex>{\beta}_{Ni}</tex>. | ||
+ | Если <tex>(p-s)</tex> соответствует числу индексов обусловленности, существование зависимостей <tex>{\beta}_{Si}</tex> 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 <tex>{\beta}_{Si}</tex>, в то же время часть значений параметров <tex>{\beta}_{Ni}</tex> будет иметь противоположный знак и большее абсолютное значение.<br/> | ||
+ | Чтобы лучше исследовать влияние коллинеарности на параметры линейной регрессии, ковариационная матрица может быть переписана как:<br/> | ||
+ | {{eqno|20}}<center> | ||
+ | <tex> 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) </tex></center><br/> | ||
+ | и<br/> | ||
+ | {{eqno|21}}<center> | ||
+ | <tex> 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) </tex></center><br/> | ||
+ | Отклонение каждого <tex>{\beta}_{i}</tex> может быть выражено как<br/> | ||
+ | {{eqno|22}}<center> | ||
+ | <tex>Var({\beta}_{i})= {\sigma}^2 \sum^{p}_{j=1} { \frac{{\upsilon}_{ij}^2}{d_j^2}}</tex></center><br/> | ||
+ | Из {{eqref|18}} мы можем разделить отклонение:<br/> | ||
+ | {{eqno|23}}<center> | ||
+ | <tex>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}}</tex></center><br/> | ||
+ | Так как сингулярные значения <tex> d_{s+1}...d_p</tex> близки к нулю,то если соответствующие <tex>{\upsilon}_{ij}</tex> не очень малы, второй член будет больше первого, так как отклонение <tex>{\beta}_{Ni}</tex> будет больше чем <tex>{\beta}_{Si}</tex>. | ||
+ | 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 <tex>Var({\beta}_{Si})</tex> и увеличивать <tex>Var({\beta}_{Ni})</tex>.<br/> | ||
+ | |||
== Смотри также == | == Смотри также == | ||
+ | * [[Мультиколлинеарность]] | ||
+ | * [[Фактор инфляции дисперсии]] | ||
+ | * [[Анализ мультиколлинеарности (пример)]] | ||
+ | * [[Анализ регрессионных остатков (пример)]] | ||
== Литература == | == Литература == | ||
+ | * Gianfranco Galmacci, Collinearity Detection in Linear Regression. Computational Economics 9:215-227, 1996. | ||
+ | [[Категория:Линейная регрессия]] | ||
+ | [[Категория:Регрессионный анализ]] | ||
+ | [[Категория:Энциклопедия анализа данных]] |
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 |
Разложение линейной модели
Рассматривается линейная регрессионная модель:
где -– -мерный вектор зависимой переменной, -- , матрица признаков, -- -мерный вектор неизвестных коэффициентов, параметров линейной регрессионной модели. Предполагается, что -мерный вектор случайного возмущения имеет нулевое матожидание и ковариационную матрицу , где -- единичная матрица, а . Будем считать что имеет ранг .
Сингулярное разложение
Если есть коллинеарность между признаками согласно Бэлсли имеет смысл использовать сингулярное разложение(SVD), чтобы определить вовлеченные переменные. Матрица сингулярного разложения определяется как:
Здесь матрица -- ортогональная. Матрица -- диагональная прямоугольная, на диагонали которой стоят неотрицательные числа, сингулярными значениями . Диагональной прямоугольной назовем матрицу, ненулевые элементы которой имеют координаты вида Матрица -- ортогональная, ее столбцы -- собственные вектора .
Существование коллинеарной зависимости влечет близость к нулю некоторых сингулярных значений.
Будем считать, что сингулярных значений близки к нулю.
, или просто , элементы матрицы упорядочены так, что
Выявление части разложения ответственного за мультиколлинеарность
Рассмотрим разбиение
Для такого разбиения и -- диагональные матрицы, а оставшиеся два недиагональных блока -- нулевые.
Матрица содержит достаточно большие сингулярные значения, а содержит близкие к нулю сингулярные значения.
Теперь разделим и :
где и соответствуют первым наибольшим сингулярным значениям, а и содержат векторов, соответствующих малым сингулярным значениям.
Матрица ортогональна, т.е. , так же как и и . Таким образом
выполнено
Так как тоже ортогональная, то верно
Здесь -- нулевая матрица размера .
Таким образом, используя (2)-(6), запишем разложение:
Обозначим слагаемые в правой части как
Заметим что получившиеся матрицы ортогональны:
что обеспечивает возможность ортогонального разложения :
Согласно нашим предположениям имеет ранг , и, следовательно, и имеют ранг и соответственно. Тогда для разложения (2) :
Далее получаем
и
Равенства в (12) и (13) получаются из (8) и (10), ссылаясь на то, что из ортогональности следует .
Это значит что полученная нами матрица содержит всю информацию и только ее, входящую в , и при этом свободна от коллинеарности, связанной с остальными собственными векторами.
Соответственно содержит только информацию связанную с коллинеарностью.
Она порождает дополнительное пространство .
Это пространство, связанное с элементами матрицы близкими к нулю, называется квази-нулевым пространством.
Получение выражения для ковариации параметров модели
Следовательно, предложенное разложение выделяет , часть , содержащую основных компонентов, которые в меньшей степени коллинеарны.
же содержит информацию связанную с компонентами которые участвуют в коллинеарных зависимостях. Переменные, входящие в коллинеарности, это те, которые имеют наибольшие координаты в столбцах матрицы .
Вектор минимизирует ошибку методом наименьших квадратов:
где -- псевдообратная матрица . Последнее равенство выполняется только если имеет полный ранг. Используя предыдущее разложение может быть показано что:
Последнее равенство использует то, что
-- сингулярное разложение и, следовательно, . Для аналогично.
Подставляя (15) и (7) в (14) получаем выражение для параметров модели:
Окончательно модель:
Здесь -- вектор регрессионных остатков.
Из (15) получаем выражение для ковариации параметров модели:
Элементы на главной диагонали это VIF, которые могут быть разложены на компоненты, соответствующие каждому и
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:
где и .
Значения и зависят от элементов и , и от соотношений , определяющих соотношения между признаками.
Значения всегда больше нуля (мы считаем что ранг равен ), тогда как принимает значения от -1 до 1.
Отрицательные значения могут привести к тому, что и будут разных знаков.
При этом один из параметров может иметь абсолютное значение больше .
Для собственных векторов, соответствующих очень маленьким собственным значениям, верно, что большие абсолютные значения 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 .
Это обычно приводит к уменьшению абсолютных значений и увеличению .
Если соответствует числу индексов обусловленности, существование зависимостей 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 , в то же время часть значений параметров будет иметь противоположный знак и большее абсолютное значение.
Чтобы лучше исследовать влияние коллинеарности на параметры линейной регрессии, ковариационная матрица может быть переписана как:
и
Отклонение каждого может быть выражено как
Из (18) мы можем разделить отклонение:
Так как сингулярные значения близки к нулю,то если соответствующие не очень малы, второй член будет больше первого, так как отклонение будет больше чем .
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 и увеличивать .
Смотри также
- 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.