Lineární regresní model I
Definice a zadání
Bi7491 Regresní modelování
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Co byste po dnešní hodině měli
vědět a umět?
Vědět, jak se definuje lineární regresní model
Vysvětlit předpoklady regresních modelů
Umět použít v lineárním regresním modelu různé typy prediktorů
Vědět, co je multikolinearita, jak ji zjistit a jak se s ní vypořádat
Lineární regresní model I
Definice lineárního regresního modelu
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Jak popsat vztah mezi dvěma
kvantitativními proměnnými?
20 25 30 35
20406080100
BMI
VitaminD
intuitivně jsme schopni nakreslit přímku vedoucí mezi pozorováními...
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Metoda nejmenších čtverců – minimalizuje vzdálenosti přímky od bodů
koncentrace vitaminu D = 111,1 – 2,4BMI
Jak popsat vztah mezi dvěma
kvantitativními proměnnými?
0 10 20 30 40 50 60
020406080100120140
BMI
VitaminD
111,1
Intercept
(posun,
absolutní člen)
24 (na 10 jednotek)
Slope
(směrnice přímky)
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Model s jednou spojitou proměnnou
ni
xY ii
,...,1
10

 
absolutní člen, posun směrnice (sklon) regresní přímky
počet pozorování
proč tady není = ??
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Lineární regresní model
Stochastická složka
ni
xY iii
,...,1
10

 
Pro rezidua musí platit:
1. jsou nesystematické
2. jsou homogenní v rozptylu
3. jsou nekorelované
Rezidua
0iE
02
iD
jiC ji  ,0),( 
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Vícenásobná
(víceprediktorová) regrese
ni
xxY iippii
,...,1
...110

 
ni
xxEY ippii
,...,1
...110

 
lze zapojit více vysvětlujících proměnných
lze zapsat jako vztah pro střední hodnotu (a vynechat rezidua)
kde ßj jsou neznámé parametry (j = 0,...,p)
počet prediktorů je p
počet parametrů je p+1=k
počet pozorování je n.
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Víceprediktorová regrese
Model pro predikci porodní hmotnosti dle UZ markerů
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Rozepsané...
jednotlivá
pozorování
nppnn
pp
pp
xxEY
xxEY
xxEY






...
...
...
110
221102
111101

Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Maticový zápis
systematická
složka
náhodná
složka
závisle
proměnná
εXβY 
matice plánu regresní
koeficienty










































npnpn
p
n xx
xx
Y
Y









10
1
1111
1
1
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Normální lineární regresní model
• Náhodná složka modelu je reprezentována náhodnými chybami εi
Rozdělení těchto náhodných veličin εi je normální
• Rozptyl je všude stejný, pozorování jsou nezávislá
• předpokladem sestrojení statistik pro testy v tomto modelu
niXY iij
p
j
ji ,...,1,
1
0  

),0(~ 2
 Ni
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Odhad neznámých parametrů
Parametry β
• Odhad metodou nejmenších čtverců
• nejlepší, nestranný, lineární odhad β (BLUE)
• lze ukázat, že rozptyl tohoto odhadu je
YXXXβOLS
 1
)(ˆ
12
)(ˆ 
 XXβOLS D
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Odhad neznámých parametrů
Reziduální součet čtverců
YXβYY  OLSeS
22
11 )ˆ(...)ˆ(
)ˆ()ˆ(
)ˆ()ˆ(
nn
OLSOLSe
YYYY
S



YYYY
βXYβXY
lze ukázat
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Odhad neznámých parametrů
Rozptyl 2
kn
S
s e

2
reziduální součet čtverců
stupně volnosti modelu
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Statistické testy
v lineárním regresním modelu
• Testování lineární kombinace parametrů
• Hypotéza:
• Testová statistika:
• Důkaz viz předmět Lineární statistické modely
• Speciálním případem je klasický t-test
)(~
ˆ
knt
s
T 




cX)X(c
βcβc
1
OLS
H0: c´ = x
H1: c´ ≠ x
x ... konstanta
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• Testování více parametrů zároveň
• Předpokládá blokové označení parametrů:
• Obdobně i pro odhad
)',...,,,...,( 11 kmm  β
Statistické testy
v lineárním regresním modelu
1β 2β







2
1
β
β
β









2
1
ˆ
ˆ
ˆ
OLS,
OLS,
OLS
β
β
β 





 
2221
12111
)(
VV
VV
XX
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• Hypotéza
• Statistikou je
• Důkaz viz předmět Lineární statistické modely
• Speciálním případem je klasická analýza rozptylu
Statistické testy
v lineárním regresním modelu
),(~)ˆ()'ˆ(
)(
1
222
knmkF
mks
F 

 
ββVββ OLS,2
1
22OLS,2







2
1
β
β
β









2
1
ˆ
ˆ
ˆ
OLS,
OLS,
OLS
β
β
β 





 
2221
12111
)(
VV
VV
XX
H0: 2 = x
H1: 2 ≠ x
x ... konstantní vektor
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• V lineárním modelu jsou rezidua rozdíly mezi pozorovanými a
odhadnutými (očekávanými) hodnotami závisle proměnné:
• Hodnocení reziduí je nesmírně důležité pro posouzení splnění
předpokladů modelu
Analýza reziduí
20 25 30 35
20406080100
BMI
VitaminD
YYεr ˆˆ 
20 25 30 35
-2002040
BMI
Rezidua
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Koeficient determinace
T
e
S
S
R 12


n
i
iie YYS
1
2
)ˆ(

n
i
iT YYS
1
2
)(
Reziduální součet čtverců:Celková variabilita výsledku:
Koeficient determinace = vyčerpaná variabilita výsledku modelem
Nevyčerpaná variabilita
Lineární regresní model I
Prediktory různých datových typů
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• představuje matici nezávislých proměnných - prediktorů
Matice plánu










































npnpn
p
n xx
xx
Y
Y









10
1
1111
1
1
systematická
složka
náhodná
složka
závisle
proměnná
matice plánu
nppnn
pp
pp
xxEY
xxEY
xxEY






...
...
...
110
221102
111101

Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• představuje matici nezávislých proměnných – prediktorů
• promítají se do ní
– konstanta – absolutní člen
– spojité proměnné
– kategoriální proměnné
Matice plánu
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Konstanta – absolutní člen
































nnY
Y


 
1
0
1
1
1
0
02
01






nEY
EY
EY

• Předpokládáme stejnou střední hodnotu pro celý soubor –
odhadli jsme výběrový průměr
• Sloupec jedniček budeme v matici plánu uvažovat téměř vždy
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Konstanta – absolutní člen
0 100 200 300 400
15202530354045
Index
BMI
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Spojité prediktory





































nnn x
x
Y
Y





1
1
0
11
1
1
nn xEY
xEY
xEY
10
2102
1101







• Střední hodnota se lineárně mění v závislosti na prediktoru
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Spojité prediktory
10 15 20 25 30 35 40
15202530354045
Tukova tkan
BMI
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Spojité prediktory – jak na polynom?
2
210
2
222102
2
121101
nnn xxEY
xxEY
xxEY







• Předpokládáme, že očekávaná hodnota opisuje parabolu
• Lze přidat flexibilitu přidáním další mocniny
• Pozor na multikolineritu a „znesmyslnění“ koeficientů
• NAJEDNOU UŽ LINEÁRNÍ MODELY NEJSOU TAK DOCELA LINEÁRNÍ
• Stále však musí platit, že lineární prediktor je lineární kombinací
parametrů modelu










































nnn xx
xx
Y
Y






1
2
1
0
2
1
2
111
1
1
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Spojité prediktory – jak na polynom?
10 15 20 25 30 35 40
15202530354045
Tukova tkan
BMI
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
• Většinou nelze uvažovat jako kvantitativní
– to by předpokládalo linearitu a stejné rozdíly mezi následujícími
skupinami
• Je potřeba vytvořit tzv. dummy proměnné
• Vždy vytváříme o jednu proměnnou méně, než je hodnot
kategoriálního prediktoru
Kategoriální prediktory
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Kategoriální prediktory
Nominální kódování
Původní Nové proměnné
BMI kateg. Normální váha Nadváha Obezita
Podváha 0 0 0
Normální váha 1 0 0
Nadváha 0 1 0
Obezita 0 0 1














































nnnnn xxx
xxx
Y
Y







1
3
2
1
0
321
1312111
1
1
0iEY
10  iEY
20  iEY
30  iEY
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Podvaha Normalni Nadvaha Obezita
01020304050
Tukovatkan[%]
Kategoriální prediktory
Nominální kódování
0
1
2
3
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Kategoriální prediktory
Ordinální kódování
Původní Nové proměnné
BMI kateg. Normální váha Nadváha Obezita
Podváha 0 0 0
Normální váha 1 0 0
Nadváha 1 1 0
Obezita 1 1 1














































nnnnn xxx
xxx
Y
Y







1
3
2
1
0
321
1312111
1
1
0iEY
10  iEY
210  iEY
3210  iEY
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Podvaha Normalni Nadvaha Obezita
01020304050
Tukovatkan[%]
Kategoriální prediktory
Ordinální kódování
0
1
2
3
Lineární regresní model I
Klasické modely novým pohledem
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Co už známe, ale jinak...
t-test
• jedná se o lineární model s jedním kategoriálním
prediktorem se dvěma hodnotami





















11
11
01
01


X
iEY
 iEY
H0:  = 0
H1:  ≠ 0
Použijeme výše zmíněný t-test
pro lineární modely...
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Co už známe, ale jinak...
analýza rozptylu
• jedná se o lineární model s jedním kategoriálním
prediktorem s m hodnotami

































101
101
011
011
001
001










X
iEY
1 iEY
H0:
H1:
1 miEY 





















 0
0
1
1

m






















 0
0
1
1

m

Použijeme výše zmíněný F-test
pro lineární modely...
Lineární regresní model I
Předpoklady lineárního
regresního modelu
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Předpoklady lineární regrese
nixxY iipii ,...,1,... 1110  
),0(~ 2
 Ni
LINEARITA
ADITIVITA
ROZLOŽENÍ REZIDUÍ
NEZÁVISLOST POZOROVÁNÍjiC ji  ,0),( 
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Naučíme se s nimi vypořádat...
nixxY iipii ,...,1,... 1110  
),0(~ 2
 Ni
LINEARITA
ADITIVITA
ROZLOŽENÍ REZIDUÍ
NEZÁVISLOST POZOROVÁNÍjiC ji  ,0),( 
V prediktorech ... polynomiální zadání
V parametrech ... linkovací funkce
Korelační struktura – smíšený model
Interakce
Logistická/Poissonova regrese
Lineární regresní model I
Multikolinearita
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Co je multikolinearita?
• Kdyby spolu proměnné nesouvisely, tak by víceprediktorová
regrese pozbývala smyslu...
• Problém však představuje vysoká korelace mezi prediktory,
neboť znemožňuje odhadnutí účinku jednotlivých prediktorů
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Příklad
40 60 80 100 120 140 160 180
140150160170180190200
Hmotnost [kg]
Vyska[cm]
Výška = 147 + HmotnostKg x 0,3
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Příklad
Výška = 147 + HmotnostLb x 0,14
100 150 200 250 300 350 400
140150160170180190200
Hmotnost [libry]
Vyska[cm]
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Příklad
• Co kdybychom dali do modelu obě proměnné?
• Výška = β0+ HmotnostKg ∙ β1 + HmotnostLb ∙ β2
• Výška = 147 + HmotnostKg ∙ 0,3+ HmotnostLb ∙ 0
• Výška = 147 + HmotnostKg ∙ 0 + HmotnostLb ∙ 0,14
• Výška = β0+ (HmotnostLb ∙ 0,45) ∙ β1+ HmotnostLb ∙ β2
• Výška = β0+ HmotnostLb ∙ ( 0,45 ∙ β1+ β2 )
• tedy kterékoliv koeficienty, které řeší 0,45 ∙ β1+ β2 = 0,14
• a těch je nekonečně mnoho...
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Problémy s multikolinearitou
• může se objevit divné chování
– velké změny parametrů při odebrání/přidání prediktoru
– obrovské směrodatné odchylky
– extrémní odlehlé hodnoty
• software může upozornit na numerickou nestabilitu
• prediktory v automatických metodách jsou vybírány náhodně
• je obtížné skutečně odhadnout efekt
• může být i dobrý model na predikci, ale nepoužitelný na
odhad efektu kovariát
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Jak najít dva korelované prediktory?
• Jak najít korelované proměnné?
– Dvě proměnné – xy-graf, korelační matice
– Korelační matice odhadnutých koeficientů
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Jak najít více korelovaných prediktorů?
• Ze dvou a více prediktorů lze spočítat jiný
Tolerance
Variance inflation factor (nafouknutí rozptylu)
– převrácená hodnota tolerance
– nad 4 znepokojivé, nad 10 závažné
– výpočet pro i-tý parametr
– kde Ri
2 je čtverec vícenásobné korelace mezi i-tým sloupcem matice
plánu a ostatními sloupci (koeficient determinace modelu vysvětlující
daný prediktor ostatními prediktory)
2
1
1
i
i
R
VIF


Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Řešení
• Vypustit část korelovaných proměnných
– ty, které obsahují chybějící data, hůře se měří, nebo jsou z jiných
důvodů nedůvěryhodné
• Vytvoření a/nebo proměnné
• Zkobinovat prediktory do jednoho skóre
– např. věk + výška + váha -> věk + BMI
Lineární regresní model I
Závěr
Ondřej Májek, 2018
Bi7491 Regresní modelování – Lineární regresní model I
Lékařská fakulta Masarykovy univerzity
Institut biostatistiky a analýz
Co byste po dnešní hodině měli
vědět a umět?
Vědět, jak se definuje lineární regresní model
Vysvětlit předpoklady regresních modelů
Umět použít v lineárním regresním modelu různé typy prediktorů
Vědět, co je multikolinearita, jak ji zjistit a jak se s ní vypořádat