Регрессия Пуассона

В статистике используемую регрессия Пуассона представляет собой обобщенную линейную модельную форму регрессионного анализа, для моделирования данных подсчета и таблиц непредвиденных обстоятельств . ^[1] Регрессия Пуассона предполагает, что переменная отклика Y имеет распределение Пуассона , и предполагает, что логарифм ее ожидаемого значения может быть смоделирован линейной комбинацией неизвестных параметров . Модель регрессии Пуассона иногда называют лог-линейной моделью , особенно когда она используется для моделирования таблиц непредвиденных обстоятельств.

Отрицательная биномиальная регрессия — популярное обобщение регрессии Пуассона, поскольку оно ослабляет строго ограничительное предположение о том, что дисперсия равна среднему значению, сделанному моделью Пуассона. Традиционная модель отрицательной биномиальной регрессии основана на распределении смеси Пуассона-гамма. Эта модель популярна, поскольку она моделирует пуассоновскую неоднородность с гамма-распределением.

Модели регрессии Пуассона представляют собой обобщенные линейные модели с логарифмом в качестве (канонической) функции связи и функцией распределения Пуассона в качестве предполагаемого распределения вероятностей ответа.

Регрессионные модели [ править ]

Если $\mathbf {x} \in \mathbb {R} ^{n}$ — вектор независимых переменных , то модель принимает вид

\log(\operatorname {E} (Y\mid \mathbf {x} ))=\alpha +\mathbf {\beta } '\mathbf {x} ,

где $\alpha \in \mathbb {R}$ и $\mathbf {\beta } \in \mathbb {R} ^{n}$ . Иногда это записывают более компактно как

\log(\operatorname {E} (Y\mid \mathbf {x} ))={\boldsymbol {\theta }}'\mathbf {x} ,\,

где $\mathbf {x}$ теперь является ( n + 1)-мерным вектором, состоящим из n независимых переменных, объединенных с числом один. Здесь $\theta$ это просто $\alpha$ объединено с $\beta$ .

Таким образом, при использовании модели регрессии Пуассона $\theta$ и входной вектор $\mathbf {x}$ , предсказанное среднее значение соответствующего распределения Пуассона определяется выражением

\operatorname {E} (Y\mid \mathbf {x} )=e^{{\boldsymbol {\theta }}'\mathbf {x} }.\,

Если $Y_{i}$ являются независимыми наблюдениями с соответствующими значениями $\mathbf {x} _{i}$ переменных-предикторов, то $\theta$ можно оценить по методу максимального правдоподобия . Оценки максимального правдоподобия не имеют выражения в замкнутой форме и должны быть найдены численными методами. Поверхность вероятности для регрессии Пуассона с максимальным правдоподобием всегда вогнута, что делает методы Ньютона-Рафсона или другие методы, основанные на градиенте, подходящими методами оценки.

Интерпретация коэффициентов [ править ]

Предположим, у нас есть модель с одним предиктором, то есть $n=1$ :

\log(\operatorname {E} (Y\mid \mathbf {x} ))=\alpha +\beta x

Предположим, мы вычисляем прогнозируемые значения в точке $(Y_{2},x_{2})$ и $(Y_{1},x_{1})$ :

\log(\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2}))=\alpha +\beta x_{2}

\log(\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1}))=\alpha +\beta x_{1}

Вычитая первое из второго:

\log(\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2}))-\log(\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1}))=\beta (x_{2}-x_{1})

Предположим теперь, что $x_{2}=x_{1}+1$ . Мы получаем:

\log(\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2}))-\log(\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1}))=\beta

Таким образом, коэффициент модели следует интерпретировать как увеличение логарифма счета результирующей переменной, когда независимая переменная увеличивается на 1.

Применяя правила логарифмов:

\log \left({\dfrac {\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2})}{\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1})}}\right)=\beta

{\dfrac {\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2})}{\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1})}}=e^{\beta }

\operatorname {E} (Y_{2}\mid x_{2})=e^{\beta }\operatorname {E} (Y_{1}\mid x_{1})

То есть, когда независимая переменная увеличивается на 1, результирующая переменная умножается на возведенный в степень коэффициент.

Возведенный в степень коэффициент также называют коэффициентом заболеваемости .

Средний частичный эффект [ править ]

Часто объектом интереса является средний частичный эффект или средний предельный эффект. ${\frac {\partial E(Y|x)}{\partial x}}$ , что интерпретируется как изменение результата $Y$ при изменении независимой переменной на одну единицу $x$ . Средний частичный эффект в модели Пуассона для непрерывного $x$ можно показать как: ^[2]

{\frac {\partial E(Y|x)}{\partial x}}=exp(\theta '\mathbb {x} )\beta

Это можно оценить, используя оценки коэффициентов из модели Пуассона. ${\hat {\theta }}=({\hat {\alpha }},{\hat {\beta }})$ с наблюдаемыми значениями $\mathbb {x}$ .

основе максимального на правдоподобия Оценка параметра

Учитывая набор параметров θ и входной вектор x , среднее значение предсказанного распределения Пуассона , как указано выше, определяется выражением

\lambda :=\operatorname {E} (Y\mid x)=e^{\theta 'x},\,

распределения Пуассона и, таким образом, функция массы вероятности определяется выражением

p(y\mid x;\theta )={\frac {\lambda ^{y}}{y!}}e^{-\lambda }={\frac {e^{y\theta 'x}e^{-e^{\theta 'x}}}{y!}}

Теперь предположим, что нам дан набор данных, состоящий из m векторов. $x_{i}\in \mathbb {R} ^{n+1},\,i=1,\ldots ,m$ , а также набор из m значений $y_{1},\ldots ,y_{m}\in \mathbb {N}$ . Тогда для данного набора параметров θ вероятность получения этого конкретного набора данных определяется выражением

p(y_{1},\ldots ,y_{m}\mid x_{1},\ldots ,x_{m};\theta )=\prod _{i=1}^{m}{\frac {e^{y_{i}\theta 'x_{i}}e^{-e^{\theta 'x_{i}}}}{y_{i}!}}.

Методом максимального правдоподобия мы хотим найти набор параметров θ , который делает эту вероятность как можно большей. Для этого уравнение сначала переписывается как функция правдоподобия через θ :

L(\theta \mid X,Y)=\prod _{i=1}^{m}{\frac {e^{y_{i}\theta 'x_{i}}e^{-e^{\theta 'x_{i}}}}{y_{i}!}}.

Обратите внимание, что выражение в правой части фактически не изменилось. С формулой в такой форме обычно сложно работать; вместо этого используется логарифмическое правдоподобие :

\ell (\theta \mid X,Y)=\log L(\theta \mid X,Y)=\sum _{i=1}^{m}\left(y_{i}\theta 'x_{i}-e^{\theta 'x_{i}}-\log(y_{i}!)\right).

Обратите внимание, что параметры θ появляются только в первых двух членах каждого члена суммирования. Следовательно, учитывая, что нас интересует только поиск наилучшего значения θ, мы можем отказаться от y _i ! и просто напиши

\ell (\theta \mid X,Y)=\sum _{i=1}^{m}\left(y_{i}\theta 'x_{i}-e^{\theta 'x_{i}}\right).

Чтобы найти максимум, нам нужно решить уравнение ${\frac {\partial \ell (\theta \mid X,Y)}{\partial \theta }}=0$ которая не имеет решения в замкнутой форме. Однако отрицательная логарифмическая вероятность, $-\ell (\theta \mid X,Y)$ , является выпуклой функцией, поэтому можно применять стандартные методы выпуклой оптимизации, такие как градиентный спуск для нахождения оптимального значения θ .

на практике Регрессия Пуассона

Регрессия Пуассона может быть уместна, когда зависимой переменной является количество, например, таких событий , как поступление телефонного звонка в колл-центр. ^[3] События должны быть независимыми в том смысле, что поступление одного вызова не будет повышать или уменьшать вероятность другого, но предполагается, что вероятность событий в единицу времени связана с такими ковариатами, как время суток.

«Экспозиция» и смещение [ править ]

Регрессия Пуассона также может быть применима для данных о частоте, где частота представляет собой количество событий, разделенное на некоторую меру воздействия этой единицы (конкретной единицы наблюдения). ^[4] Например, биологи могут подсчитать количество видов деревьев в лесу: событиями будут наблюдения за деревьями, воздействием будет единица площади, а нормой будет количество видов на единицу площади. Демографы могут моделировать уровень смертности в географических регионах как количество смертей, разделенное на человеко-годы. В более общем смысле, частоту событий можно рассчитать как количество событий в единицу времени, что позволяет варьировать окно наблюдения для каждой единицы. В этих примерах воздействие выражается соответственно в единицах площади, человеко-летах и единицах времени. В регрессии Пуассона это рассматривается как смещение . Если коэффициент равен количеству/экспозиции, то умножение обеих частей уравнения на экспозицию перемещает ее в правую часть уравнения. Когда обе части уравнения затем регистрируются, окончательная модель содержит log (воздействие) в качестве термина, который добавляется к коэффициентам регрессии. Эта регистрируемая переменная log(exposure) называется переменной смещения и входит в правую часть уравнения с оценкой параметра (для log(exposure)) ограниченной 1.

\log(\operatorname {E} (Y\mid x))=\theta 'x

что подразумевает

\log \left({\frac {\operatorname {E} (Y\mid x)}{\text{exposure}}}\right)=\log(\operatorname {E} (Y\mid x))-\log({\text{exposure}})=\theta 'x-\log({\text{exposure}})

Смещение в случае GLM в R может быть достигнуто с помощью offset() функция:

glm(y ~ offset(log(exposure)) + x, family=poisson(link=log) )

дисперсия и нулевая Чрезмерная инфляция

Характерной чертой распределения Пуассона является то, что его среднее значение равно его дисперсии. При определенных обстоятельствах окажется, что наблюдаемая дисперсия превышает среднее значение; это известно как чрезмерная дисперсия и указывает на то, что модель не подходит. Распространенной причиной является пропуск соответствующих объясняющих переменных или зависимых наблюдений. В некоторых случаях проблему чрезмерной дисперсии можно решить, используя вместо этого оценку квазиправдоподобия или отрицательное биномиальное распределение . ^[5]^[6]

Вер Хуф и Бовенг описали разницу между квазипуассоновой моделью (также называемой сверхдисперсией с квазиправдоподобием) и отрицательным биномом (эквивалентной гамма-пуассону) следующим образом: если E ( Y ) = μ , квазипуассоновская модель предполагает var( Y ) = θμ , в то время как гамма-пуассон предполагает var( Y ) = μ (1 + κμ ), где θ — параметр квазипуассоновой сверхдисперсии, а κ — параметр формы отрицательного биномиального распределения . Для обеих моделей параметры оцениваются с использованием итеративно перевзвешенного метода наименьших квадратов . Для квазипуассона веса равны µ / θ . Для отрицательного бинома веса равны µ /(1 + κµ ). При больших значениях µ и существенной внепуассоновской вариации отрицательные биномиальные веса ограничиваются значением 1/ κ . Вер Хоф и Бовенг обсудили пример, в котором они выбрали один из них, построив график среднеквадратичных остатков в зависимости от среднего значения. ^[7]

Другая распространенная проблема с регрессией Пуассона — это избыточные нули: если работают два процесса: один определяет, есть ли нулевые события или вообще какие-либо события, и процесс Пуассона, определяющий количество событий, будет больше нулей, чем было бы в регрессии Пуассона. предсказывать. Примером может служить распределение сигарет, выкуренных за час, среди членов группы, некоторые из которых не курят.

Другие обобщенные линейные модели, такие как модель отрицательного бинома или модель с нулевым завышением, могут работать лучше в этих случаях.

Напротив, недостаточная дисперсия может создать проблему для оценки параметров. ^[8]

в выживания Использование анализе

Регрессия Пуассона создает модели пропорциональных рисков, один из классов анализа выживания : пропорциональных рисков описания моделей Кокса см. в моделях .

Расширения [ править ]

Пуассона Регуляризованная регрессия

При оценке параметров регрессии Пуассона обычно пытаются найти значения θ , которые максимизируют вероятность выражения вида

\sum _{i=1}^{m}\log(p(y_{i};e^{\theta 'x_{i}})),

где m — количество примеров в наборе данных, а $p(y_{i};e^{\theta 'x_{i}})$ - это функция массы вероятности распределения Пуассона со средним значением, равным $e^{\theta 'x_{i}}$ . К этой задаче оптимизации можно добавить регуляризацию, вместо этого максимизируя ^[9]

\sum _{i=1}^{m}\log(p(y_{i};e^{\theta 'x_{i}}))-\lambda \left\|\theta \right\|_{2}^{2},

для некоторой положительной константы $\lambda$ . Этот метод, аналогичный гребневой регрессии , может уменьшить переобучение .

См. также [ править ]

Ссылки [ править ]

^ Нелдер, Дж. А. (1974). «Лог-линейные модели для таблиц непредвиденных обстоятельств: обобщение классического метода наименьших квадратов» . Журнал Королевского статистического общества, серия C (прикладная статистика) . 23 (3): стр. 323–329. дои : 10.2307/2347125 . JSTOR 2347125 .
^ Вулдридж, Джеффри (2010). Эконометрический анализ перекрестных и панельных данных (2-е изд.). Кембридж, Массачусетс: MIT Press. п. 726.
^ Грин, Уильям Х. (2003). Эконометрический анализ (Пятое изд.). Прентис-Холл. стр. 740–752 . ISBN 978-0130661890 .
^ Фром, Эдвард Л. (1983). «Анализ ставок с использованием моделей регрессии Пуассона» . Биометрия . 39 (3): стр. 665–674. дои : 10.2307/2531094 . JSTOR 2531094 .
^ Патерностер Р., Брэйм Р. (1997). «Множественные пути к правонарушениям? Проверка развития и общих теорий преступности» . Криминология . 35 : 45–84. дои : 10.1111/j.1745-9125.1997.tb00870.x .
^ Берк Р., Макдональд Дж (2008). «Сверхдисперсия и регрессия Пуассона». Журнал количественной криминологии . 24 (3): 269–284. дои : 10.1007/s10940-008-9048-4 . S2CID 121273486 .
^ Вер Хоф, Джей М.; Бовенг, Питер Л. (1 января 2007 г.). «Квази-Пуассон против отрицательной биномиальной регрессии: как нам следует моделировать данные чрезмерного подсчета?» . Экология . 88 (11): 2766–2772. Бибкод : 2007Экол...88.2766В . дои : 10.1890/07-0043.1 . ПМИД 18051645 . Проверено 1 сентября 2016 г.
^ Шварценеггер, Рафаэль; Куигли, Джон; Уоллс, Лесли (23 ноября 2021 г.). «Стоит ли выявление зависимости затраченных усилий? Исследование многомерной вероятностной модели Пуассона-Гамма» . Труды Института инженеров-механиков, Часть O: Журнал риска и надежности . 237 (5): 5. дои : 10.1177/1748006X211059417 .
^ Перпероглу, Арис (8 сентября 2011 г.). «Подбор данных о выживании с помощью штрафной регрессии Пуассона». Статистические методы и приложения . 20 (4). Спрингер Природа: 451–462. дои : 10.1007/s10260-011-0172-1 . ISSN 1618-2510 . S2CID 10883925 .

Дальнейшее чтение [ править ]

Кэмерон, AC; Триведи, ПК (1998). Регрессионный анализ данных подсчета . Издательство Кембриджского университета. ISBN 978-0-521-63201-0 .
Кристенсен, Рональд (1997). Лог-линейные модели и логистическая регрессия . Тексты Springer в статистике (второе изд.). Нью-Йорк: Springer-Verlag. ISBN 978-0-387-98247-2 . МР 1633357 .
Гурьеру, Кристиан (2000). «Эконометрика дискретных положительных переменных: модель Пуассона» . Эконометрика качественных зависимых переменных . Нью-Йорк: Издательство Кембриджского университета. стр. 270–83. ISBN 978-0-521-58985-7 .
Грин, Уильям Х. (2008). «Модели количества и продолжительности событий». Эконометрический анализ (8-е изд.). Река Аппер-Седл: Прентис-Холл. стр. 906–944 . ISBN 978-0-13-600383-0 .
Хильбе, Дж. М. (2007). Отрицательная биномиальная регрессия . Издательство Кембриджского университета. ISBN 978-0-521-85772-7 .
Джонс, Эндрю М.; и др. (2013). «Модели для подсчета данных». Прикладная экономика здравоохранения . Лондон: Рутледж. стр. 295–341. ISBN 978-0-415-67682-3 .
Майерс, Рэймонд Х.; и др. (2010). «Модели логистической и пуассоновской регрессии». Обобщенные линейные модели с приложениями в технике и науке (второе изд.). Нью-Джерси: Уайли. стр. 176–183. ISBN 978-0-470-45463-3 .

[1] Нелдер, Дж. А. (1974). «Лог-линейные модели для таблиц непредвиденных обстоятельств: обобщение классического метода наименьших квадратов» . Журнал Королевского статистического общества, серия C (прикладная статистика) . 23 (3): стр. 323–329. дои : 10.2307/2347125 . JSTOR 2347125 .

[wooldridge2010-2] Вулдридж, Джеффри (2010). Эконометрический анализ перекрестных и панельных данных (2-е изд.). Кембридж, Массачусетс: MIT Press. п. 726.

[3] Грин, Уильям Х. (2003). Эконометрический анализ (Пятое изд.). Прентис-Холл. стр. 740–752 . ISBN 978-0130661890 .

[4] Фром, Эдвард Л. (1983). «Анализ ставок с использованием моделей регрессии Пуассона» . Биометрия . 39 (3): стр. 665–674. дои : 10.2307/2531094 . JSTOR 2531094 .

[5] Патерностер Р., Брэйм Р. (1997). «Множественные пути к правонарушениям? Проверка развития и общих теорий преступности» . Криминология . 35 : 45–84. дои : 10.1111/j.1745-9125.1997.tb00870.x .

[6] Берк Р., Макдональд Дж (2008). «Сверхдисперсия и регрессия Пуассона». Журнал количественной криминологии . 24 (3): 269–284. дои : 10.1007/s10940-008-9048-4 . S2CID 121273486 .

[7] Вер Хоф, Джей М.; Бовенг, Питер Л. (1 января 2007 г.). «Квази-Пуассон против отрицательной биномиальной регрессии: как нам следует моделировать данные чрезмерного подсчета?» . Экология . 88 (11): 2766–2772. Бибкод : 2007Экол...88.2766В . дои : 10.1890/07-0043.1 . ПМИД 18051645 . Проверено 1 сентября 2016 г.

[8] Шварценеггер, Рафаэль; Куигли, Джон; Уоллс, Лесли (23 ноября 2021 г.). «Стоит ли выявление зависимости затраченных усилий? Исследование многомерной вероятностной модели Пуассона-Гамма» . Труды Института инженеров-механиков, Часть O: Журнал риска и надежности . 237 (5): 5. дои : 10.1177/1748006X211059417 .

[Perperoglou_pp._451–462-9] Перпероглу, Арис (8 сентября 2011 г.). «Подбор данных о выживании с помощью штрафной регрессии Пуассона». Статистические методы и приложения . 20 (4). Спрингер Природа: 451–462. дои : 10.1007/s10260-011-0172-1 . ISSN 1618-2510 . S2CID 10883925 .

[1]

[2]

[3]

[4]

[5]

[6]

[7]

[8]

[9]