R语言中的多项式回归、局部回归、核平滑和平滑样条回归模型

当线性假设无法满足时,可以考虑使用其他方法。

由Kaizong Ye,Coin Ge撰写

在标准线性模型中,我们假设 

​。当线性假设无法满足时,可以考虑使用其他方法。

多项式回归

扩展可能是假设某些多项式函数,

同样,在标准线性模型方法(使用GLM的条件正态分布)中,参数 ​ 可以使用最小二乘法获得,其中 ​ 在 ​ 。

×

local likelihood and other models

局部回归和变系数模型的概念很广:任何参数模型,只要拟合方法中为观测点添加了权重均是。

这一节讲了局部似然,

右边的 [公式] 是 [公式] 发生的概率。使用局部似然时,仍然只是估计某个点,如上面只估计 [公式] ,要估计其它要重复局部似然过程。局部似然指只用了局部的点 [公式] 的概率最大来进行参数估计。


kernel density estimation and classification

核密度估计是一种非监督学习。历史上发生在核回归之前,且还引出了一些非参数分类方法。

[1]核密度估计

从分布为 [公式] 抽取 N 个样本 [公式] ,想要估计 [公式] 的值,一个自然的想法是看 [公式] ,#表示数量,但样本中极可能没有重复的 [公式] ,此时用到核的思想,认为 [公式] 周围的点和 [公式] 发生概率相同,于是,

[公式] 表示窗宽。

这个方法估计的函数会是崎岖的,于是正式用核,称为Parzen estimate,

高斯核 [公式] 是很流行的, [公式] 是均值, [公式] 是标准差,里面相当于在做标准化,代入进去为,

卷积的数学定义为, [公式] ,注意是对 [公式] 积分。概率中为, [公式] ,则 [公式]

经验分布函数, [公式] 。但上面的 [公式] 是一个随机变量,概率均为1/N

从卷积看出 [公式] 是使用高斯噪声对经验分布函数进行平滑化。


一个高斯核的密度估计例子,

更高维时,


[2]核密度分类

对每个类别都拟合一个密度估计, [公式] ,j表示不同类别。先验概率估计 [公式] ,直接使用样本的类别比例即可。则 [公式] 为类别 j 的概率为,

取个最大的即为预测类别。

说明下下图,

图6.15

左边是两类别的核密度估计,右边是判为类蓝的概率。从 [公式] 取值左到右判为类蓝的概率逐渐减小,这可以从左图的密度估计中看出,也在右图表现出来了。但类蓝的峰处有个小谷,这里虽然会判为类蓝,但概率理应有所跳动,然而在右图却没有表现出来。这也是这个方法的一个缺点。

当然仅仅为了分类,直接获得分类边界可能预测正确的类别即可,这个方法还是较好的。


[3]朴素贝叶斯分类

可用于维度高的数据。这个方法假设所有属性相互独立,

[公式] 仍然表示为 j 类的核密度估计。计算时分别计算每个 [公式] ;若有变量 [公式] 是离散的,使用直方图进行密度估计。

显然这个假设过于乐观,但实际中这个方法却经常很有效。原因可看图6.15,虽然每个类别的密度估计可能是有偏的,这个偏差却不怎么影响后验概率,尤其是在决策边界,看图6.15左图的两类的交叉处。

得到各类的核密度估计后,就可以得到决策边界,

形式和广义加性模型一样。朴素贝叶斯和广义加性模型的关系类似于LDA和逻辑回归的关系。


radial basis functions and kernels(径向基函数和核)

看到本节标题,基函数和核,即使用核做为基函数。这样既转换了数据空间(基函数)又使用了局部化(核),

注意左边为 [公式] ,也就是说这不是非参数的核平滑方法,不是像上面一样逐个计算预测点的模型。 [公式] 分别是位置参数, [公式] 形状参数。要估计的参数为 [公式]

目标函数为,

这实际是径向基函数网络的目标函数,是非凸的,有很多极小值点,训练方法和其它神经网络类似。

利用 X 的分布使用非监督方式选择 [公式] ,使用最小二乘计算 [公式] 。其中可以使用混合高斯密度模型训练 [公式] 局部获得 [公式] ;还可以使用聚类方法决定 [公式] , [公式] 则作为聚类方法的超参数,在结果中获得。

这些方法的缺点是仅利用 X 无法准确确定 [公式] 的集中处,所以上面的位置形状参数都可能是有问题的。


一个减少参数的想法是假定 [公式] 均为常数,但这会有副作用,即产生洞,如下图中的上部分。解决办法是重标准化径向基函数,

下图的下部分,


前面的N-W核回归估计也可看作重标准的径向基函数的扩展,

[公式] 是径向基函数, [公式]


8.mixture models for density estimation and classification

直接看看式子,

其中 [公式] ,后面为高斯分布,为高斯混合模型,x为高维的,则为多元高斯分布。当然后面也可以是其它分布。下标 m 是类别的意思。

使用MLE进行参数估计,使用EM算法进行计算。

类别概率,观察 i 分为 m 类的概率为,

分别对每一类进行密度估计,然后合并。



即使此多项式模型不是真正的多项式模型,也可能仍然是一个很好的近似值 ​。实际上,根据 Stone-Weierstrass定理,如果 ​ 在某个区间上是连续的,则有一个统一的近似值 ​ ,通过多项式函数。

仅作说明,请考虑以下数据集

db = data.frame(x=xr,y=yr)
plot(db)

与标准回归线


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与标准回归线

reg = lm(y ~ x,data=db)
abline(reg,col="red")

考虑一些多项式回归。如果多项式函数的次数足够大,则可以获得任何一种模型,

reg=lm(y~poly(x,5),data=db)

但是,如果次数太大,那么会获得太多的“波动”,

并且估计值可能不可靠:如果我们更改一个点,则可能会发生(局部)更改

 yrm=yr;yrm[31]=yr[31]-2 
lines(xr,predict(regm),col="red") 

局部回归

实际上,如果我们的兴趣是局部有一个很好的近似值  ​,为什么不使用局部回归?

使用加权回归可以很容易地做到这一点,在最小二乘公式中,我们考虑

  • 在这里,我考虑了线性模型,但是可以考虑任何多项式模型。在这种情况下,优化问题是

​可以解决,因为


R语言ISLR工资数据进行多项式回归和样条回归分析

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例如,如果我们想在某个时候进行预测 , 考虑 ​。使用此模型,我们可以删除太远的观测值,

更一般的想法是考虑一些核函数 ​ 给出权重函数,以及给出邻域长度的一些带宽(通常表示为h),

这实际上就是所谓的 Nadaraya-Watson 函数估计器 ​。
在前面的案例中,我们考虑了统一核 ​,

但是使用这种权重函数具有很强的不连续性不是最好的选择,尝试高斯核,

这可以使用


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 w=dnorm((xr-x0))
reg=lm(y~1,data=db,weights=w) 

在我们的数据集上,我们可以绘制

 w=dnorm((xr-x0))
plot(db,cex=abs(w)*4)
lines(ul,vl0,col="red")
axis(3)
axis(2)
reg=lm(y~1,data=db,weights=w)
u=seq(0,10,by=.02)
v=predict(reg,newdata=data.frame(x=u))
lines(u,v,col="red",lwd=2) 

在这里,我们需要在点2进行局部回归。下面的水平线是回归(点的大小与宽度成比例)。红色曲线是局部回归的演变

让我们使用动画来可视化曲线。

但是由于某些原因,我无法在Linux上轻松安装该软件包。我们可以使用循环来生成一些图形

 name=paste("local-reg-",100+i,".png",sep="")
png(name,600,400)


for(i in 1:length(vx0)) graph (i)

然后,我使用

当然,可以考虑局部线性模型,

 return(predict(reg,newdata=data.frame(x=x0)))}

甚至是二次(局部)回归,

 lm(y~poly(x,degree=2), weights=w) 

当然,我们可以更改带宽

请注意,实际上,我们必须选择权重函数(所谓的核)​​。但是,有(简单)方法来选择“最佳”带宽h。交叉验证的想法是考虑

​ 是使用局部回归获得的预测。  

我们可以尝试一些真实的数据。

library(XML)

data = readHTMLTable(html) 

整理数据集,

 plot(data$no,data$mu,ylim=c(6,10))
segments(data$no,data$mu-1.96*data$se, 

我们计算标准误差,反映不确定性。

 for(s in 1:8){reg=lm(mu~no,data=db, 
lines((s predict(reg)[1:12] 

所有季节都应该被认为是完全独立的,这不是一个很好的假设。

 smooth(db$no,db$mu,kernel = "normal",band=5) 

我们可以尝试查看带宽较大的曲线。

db$mu[95]=7

plot(data$no,data$mu

lines(NW,col="red")

样条平滑

接下来,讨论回归中的平滑方法。假设​ , ​ 是一些未知函数,但假定足够平滑。例如,假设 ​ 是连续的, ​ 存在,并且是连续的,  ​ 存在并且也是连续的等等。如果 ​ 足够平滑,  可以使用泰勒展开式。 因此,对于 

也可以写成

第一部分只是一个多项式。

使用 黎曼积分,观察到

因此,

我们有线性回归模型。一个自然的想法是考虑回归 https://latex.codecogs.com/gif.latex?Y​,对于 https://latex.codecogs.com/gif.latex?boldsymbol{X}​ 

给一些节点 https://latex.codecogs.com/gif.latex? {x_1, cdots,x_k }​。

plot(db)

 B=bs(xr,knots=c(3),Boundary.knots=c(0,10),degre=1)

lines(xr[xr<=3],predict(reg)[xr<=3],col="red")
lines(xr[xr>=3],predict(reg)[xr>=3],col="blue")

可以将用该样条获得的预测与子集(虚线)上的回归进行比较。

如果我们考虑一个节点,并扩展阶数1,

 lines(xr[xr<=3],predict(reg)[xr<=3


lm(yr~xr,subset=xr>=3) 

这是不同的,因为这里我们有三个参数(关于两个子集的回归)。当要求连续模型时,失去了一个自由度。观察到可以等效地写

 lm(yr~bs(xr,knots=c(3),Boundary.knots=c(0,10) 

回归中出现的函数如下

 matplot(xr,B

abline(v=c(0,2,5,10),lty=2)

如果加一个节点,我们得到

现在,如果我们对这两个分量进行回归,我们得到

预测是

 lines(xr,predict(reg),col="red")

http://freakonometrics.hypotheses.org/files/2013/10/Selection_147.png

我们可以选择更多的节点

 lines(xr,predict(reg),col="red")

我们可以得到一个置信区间

 polygon(c(xr,rev(xr)),c(P[,2],rev(P[,3]))

points(db) 

 matplot(xr,B,type="l")
abline(v=c(0,2,5,10),lty=2)

如果我们保持先前选择的两个节点,但考虑泰勒的2阶的展开,我们得到

如果我们考虑常数和基于样条的第一部分,我们得到

 B=cbind(1,B)
lines(xr,B[,1:k]%*%coefficients(reg)[1:k],col=k-1,lty=k-1)

如果我们将常数项,第一项和第二项相加,则我们得到的部分在第一个节点之前位于左侧,

k=3
lines(xr,B[,1:k]%*%coefficients(reg)[1:k] 

http://freakonometrics.hypotheses.org/files/2013/10/Selection_165.png

 lines(xr,B[,1:k]%*%coefficients(reg)[1:k] 

通过基于样条的矩阵中的三个项,我们可以得到两个节点之间的部分,

最后,当我们对它们求和时,这次是最后一个节点之后的右侧部分,

k=5 

这是我们使用带有两个(固定)节点的二次样条回归得到的结果。可以像以前一样获得置信区间

 polygon(c(xr,rev(xr)),c(P[,2],rev(P[,3]))

points(db)
lines(xr,P[,1],col="red") 

使用函数 https://latex.codecogs.com/gif.latex?(x-x_i)_+​,可以确保点的连续性 https://latex.codecogs.com/gif.latex?x_i​。

再一次,使用线性样条函数,可以增加连续性约束,

 lm(mu~bs(no,knots=c(12*(1:7)+.5),Boundary.knots=c(0,97),


lines(c(1:94,96),predict(reg),col="red")

但是我们也可以考虑二次样条,

 abline(v=12*(0:8)+.5,lty=2)

lm(mu~bs(no,knots=c(12*(1:7)+.5),Boundary.knots=c(0,97), 


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关于作者

Kaizong Ye拓端研究室(TRL)的研究员。在此对他对本文所作的贡献表示诚挚感谢,他在上海财经大学完成了统计学专业的硕士学位,专注人工智能领域。擅长Python.Matlab仿真、视觉处理、神经网络、数据分析。

本文借鉴了作者最近为《R语言数据分析挖掘必知必会 》课堂做的准备。

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