回归分析中 adjusted R越大越好吗

Posted 2023-05-03

参考技术A 越大越好。
Adjusted R Square 校正决定系数，是调整后的拟合系数，是为了去除解释变量增加对R平方的增大作用，Adjusted R-Squared 抵消样本数量对 R-Squared 的影响，做到了真正的 0~1，越大越好，增加一个特征变量，如果这个特征有意义，Adjusted R-Square 就会增大，若这个特征是冗余特征，Adjusted R-Squared 就会减小。

R软件可以做分段样条回归吗

简单点说
hermite插值是用一条曲线来逼近，最高次数可能高于三次
三次样条插值是用连续的曲线来逼近，最高次数是三次 参考技术A 可以，R语言在计量方面功能很强，做spline regression 可以使用splines包和lspline包，一起学习R econometrics欢迎邮箱联系[e-mail] 参考技术B

 原文链接：http://tecdat.cn/?p=8531

 

执行多项式回归使用age预测wage。使用交叉验证为多项式选择最佳次数。选择了什么程度，这与使用ANOVA进行假设检验的结果相比如何？对所得多项式拟合数据进行绘图。

加载工资数据集。保留所有交叉验证误差的数组。我们执行K=10  K倍交叉验证。

rm(list = ls())set.seed(1)# 测试误差cv.MSE <- NA# 循环遍历年龄for (i in 1:15) glm.fit <-  glm(wage ~ poly(age, i), data = Wage)# 我们使用cv.glm的交叉验证并保留cv误差cv.MSE[i] <-  cv.glm(Wage, glm.fit, K = 10)$delta[1]# 检查结果对象cv.MSE
##  [1] 1675.837 1601.012 1598.801 1594.217 1594.625 1594.888 1595.500##  [8] 1595.436 1596.335 1595.835 1595.970 1597.971 1598.713 1599.253## [15] 1595.332


我们通过绘制type = "b"点与线之间的关系图来说明结果。 

# 用线图说明结果plot( x = 1:15, y = cv.MSE, xlab = "power of age", ylab = "CV error",type = "b", pch = 19, lwd = 2, bty = "n",ylim = c( min(cv.MSE) - sd(cv.MSE), max(cv.MSE) + sd(cv.MSE) ) )# 水平线abline(h = min(cv.MSE) + sd(cv.MSE) , lty = "dotted")# 最小值points( x = which.min(cv.MSE), y = min(cv.MSE), col = "red", pch = "X", cex = 1.5 )


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我们再次以较高的年龄权重对模型进行拟合以进行方差分析。

## Analysis of Deviance Table## ## Model  1: wage ~ poly(age, a)## Model  2: wage ~ poly(age, a)## Model  3: wage ~ poly(age, a)## Model  4: wage ~ poly(age, a)## Model  5: wage ~ poly(age, a)## Model  6: wage ~ poly(age, a)## Model  7: wage ~ poly(age, a)## Model  8: wage ~ poly(age, a)## Model  9: wage ~ poly(age, a)## Model 10: wage ~ poly(age, a)## Model 11: wage ~ poly(age, a)## Model 12: wage ~ poly(age, a)## Model 13: wage ~ poly(age, a)## Model 14: wage ~ poly(age, a)## Model 15: wage ~ poly(age, a)##    Resid. Df Resid. Dev Df Deviance        F    Pr(>F)    ## 1       2998    5022216                                   ## 2       2997    4793430  1   228786 143.5637 < 2.2e-16 ***## 3       2996    4777674  1    15756   9.8867  0.001681 ** ## 4       2995    4771604  1     6070   3.8090  0.051070 .  ## 5       2994    4770322  1     1283   0.8048  0.369731    ## 6       2993    4766389  1     3932   2.4675  0.116329    ## 7       2992    4763834  1     2555   1.6034  0.205515    ## 8       2991    4763707  1      127   0.0795  0.778016    ## 9       2990    4756703  1     7004   4.3952  0.036124 *  ## 10      2989    4756701  1        3   0.0017  0.967552    ## 11      2988    4756597  1      103   0.0648  0.799144    ## 12      2987    4756591  1        7   0.0043  0.947923    ## 13      2986    4756401  1      190   0.1189  0.730224    ## 14      2985    4756158  1      243   0.1522  0.696488    ## 15      2984    4755364  1      795   0.4986  0.480151    ## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1


根据F检验，我们应该选择年龄提高到3次的模型，通过交叉验证 。

现在，我们绘制多项式拟合的结果。

plot(wage ~ age, data = Wage, col = "darkgrey",  bty = "n")...


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拟合step函数以wage使用进行预测age 。绘制获得的拟合图。

cv.error <-  NA...# 突出显示最小值points( x = which.min(cv.error), y = min(cv.error, na.rm = TRUE),


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交叉验证表明，在k = 8的情况下，测试误差最小。最小值的1sd之内的最简约模型具有k = 4，因此将数据分为5个不同的区域。

44

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lm.fit <-  glm(wage ~ cut(age, 4), data = Wage)matlines(age.grid, cbind( lm.pred$fit + 2* lm.pred$se.fit,lm.pred$fit - 2* lm.pred$se.fit),col = "red", lty ="dashed")


该Wage数据集包含了一些其他的变量，如婚姻状况（maritl），工作级别（jobclass），等等。探索其中一些其他预测变量与的关系wage，并使用非线性拟合技术将模型拟合到数据中。 

...summary(Wage[, c("maritl", "jobclass")] )
##               maritl               jobclass   ##  1. Never Married: 648   1. Industrial :1544  ##  2. Married      :2074   2. Information:1456  ##  3. Widowed      :  19                        ##  4. Divorced     : 204                        ##  5. Separated    :  55
# 关系箱线图par(mfrow=c(1,2))plot(Wage$maritl, Wage$wage, frame.plot = "FALSE")




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看来一对已婚夫妇平均比其他群体挣更多的钱。信息类工作的工资平均高于工业类工作。

多项式和step函数

m1 <-  lm(wage ~ maritl, data = Wage)deviance(m1) # fit (RSS in linear; -2*logLik)
## [1] 4858941
m2 <-  lm(wage ~ jobclass, data = Wage)deviance(m2)
## [1] 4998547
m3 <-  lm(wage ~ maritl + jobclass, data = Wage)deviance(m3)
## [1] 4654752


正如预期的那样，使用最复杂的模型可以使样本内数据拟合最小化。

我们不能使样条曲线拟合分类变量。

我们不能将样条曲线拟合到因子，但可以使用一个样条曲线拟合一个连续变量并添加其他预测变量的模型。

library(gam)m4 <-  gam(...)deviance(m4)
## [1] 4476501
anova(m1, m2, m3, m4)
## Analysis of Variance Table## ## Model 1: wage ~ maritl## Model 2: wage ~ jobclass## Model 3: wage ~ maritl + jobclass## Model 4: wage ~ maritl + jobclass + s(age, 4)##   Res.Df     RSS      Df Sum of Sq      F    Pr(>F)    ## 1   2995 4858941                                       ## 2   2998 4998547 -3.0000   -139606 31.082 < 2.2e-16 ***## 3   2994 4654752  4.0000    343795 57.408 < 2.2e-16 ***## 4   2990 4476501  4.0002    178252 29.764 < 2.2e-16 ***## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1


F检验表明，我们从模型四到模型一统计显著改善的变量有年龄，wage，maritl，和jobclass。

Boston数据回归

这个问题使用的变量dis（到五个波士顿就业中心的距离的加权平均值）和nox（每百万人口中一氧化氮的浓度，单位为百万）。我们将dis作为预测变量，将nox作为因变量。

rm(list = ls())set.seed(1)library(MASS)attach(Boston)
## The following objects are masked from Boston (pos = 14):## ##     age, black, chas, crim, dis, indus, lstat, medv, nox, ptratio,##     rad, rm, tax, zn


使用poly()函数拟合三次多项式回归来预测nox使用dis。报告回归输出，并绘制结果数据和多项式拟合。

m1 <-  lm(nox ~ poly(dis, 3))summary(m1)
## ## Call:## lm(formula = nox ~ poly(dis, 3))## ## Residuals:##       Min        1Q    Median        3Q       Max ## -0.121130 -0.040619 -0.009738  0.023385  0.194904 ## ## Coefficients:##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    ## (Intercept)    0.554695   0.002759 201.021  < 2e-16 ***## poly(dis, 3)1 -2.003096   0.062071 -32.271  < 2e-16 ***## poly(dis, 3)2  0.856330   0.062071  13.796  < 2e-16 ***## poly(dis, 3)3 -0.318049   0.062071  -5.124 4.27e-07 ***## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1## ## Residual standard error: 0.06207 on 502 degrees of freedom## Multiple R-squared:  0.7148, Adjusted R-squared:  0.7131 ## F-statistic: 419.3 on 3 and 502 DF,  p-value: < 2.2e-16
dislim <-  range(dis)...lines(x = dis.grid, y = lm.pred$fit, col = "red", lwd = 2)matlines(x = dis.grid, y = cbind(lm.pred$fit + 2* lm.pred$se.fit,lm.pred$fit - 2* lm.pred$se.fit), col = "red", lwd = 1.5, lty = "dashed")




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摘要显示，在nox使用进行预测时，所有多项式项都是有效的dis。该图显示了一条平滑的曲线，很好地拟合了数据。

绘制多项式适合不同多项式次数的范围（例如，从1到10），并报告相关的残差平方和。

我们绘制1到10度的多项式并保存RSS。

# train.rss <-  NA...# 在训练集中显示模型拟合train.rss
##  [1] 2.768563 2.035262 1.934107 1.932981 1.915290 1.878257 1.849484##  [8] 1.835630 1.833331 1.832171


正如预期的那样，RSS随多项式次数单调递减。

执行交叉验证或其他方法来选择多项式的最佳次数，并解释您的结果。

我们执行LLOCV并手工编码：

cv.error <- matrix(NA, nrow = nrow(Boston), ncol = 10)...names(result) <- paste( "^", 1:10, sep= "" )result
##          ^1          ^2          ^3          ^4          ^5          ^6## 0.005471468 0.004022257 0.003822345 0.003820121 0.003785158 0.003711971 ##          ^7          ^8          ^9         ^10## 0.003655106 0.003627727 0.003623183 0.003620892
plot(result ~ seq(1,10), type = "b", pch = 19, bty = "n", xlab = "powers of dist to empl. center",ylab = "cv error")abline(h = min(cv.error) + sd(cv.error), col = "red", lty = "dashed")




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基于交叉验证，我们将选择dis平方。

使用bs()函数拟合回归样条曲线使用nox进行预测dis。

我们以[3,6,9]大致相等的4个区间划分此范围

library(splines)m4 <-  lm(nox ~ bs(dis, knots = c(3, 6, 9)))summary(m4)
## ## Call:## lm(formula = nox ~ bs(dis, knots = c(3, 6, 9)))## ## Residuals:##       Min        1Q    Median        3Q       Max ## -0.132134 -0.039466 -0.009042  0.025344  0.187258 ## ## Coefficients:##                               Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    ## (Intercept)                   0.709144   0.016099  44.049  < 2e-16 ***## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))1  0.006631   0.025467   0.260    0.795    ## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))2 -0.258296   0.017759 -14.544  < 2e-16 ***## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))3 -0.233326   0.027248  -8.563  < 2e-16 ***## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))4 -0.336530   0.032140 -10.471  < 2e-16 ***## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))5 -0.269575   0.058799  -4.585 5.75e-06 ***## bs(dis, knots = c(3, 6, 9))6 -0.303386   0.062631  -4.844 1.70e-06 ***## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1## ## Residual standard error: 0.0612 on 499 degrees of freedom## Multiple R-squared:  0.7244, Adjusted R-squared:  0.7211 ## F-statistic: 218.6 on 6 and 499 DF,  p-value: < 2.2e-16
# 绘图结果...# matlines( dis.grid,...col = "black", lwd = 2, lty = c("solid", "dashed", "dashed"))


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现在针对一定范围的自由度拟合样条回归，并绘制结果拟合并报告结果RSS。描述获得的结果。

我们使用3到16之间的dfs拟合回归样条曲线。

box <-  NAfor (i in 3:16) ...box[-c(1, 2)]
##  [1] 1.934107 1.922775 1.840173 1.833966 1.829884 1.816995 1.825653##  [8] 1.792535 1.796992 1.788999 1.782350 1.781838 1.782798 1.783546


ISLR包中的College数据集。

将数据分为训练集和测试集。使用学费作为因变量，使用其他变量作为预测变量，对训练集执行前向逐步选择，确定仅使用预测变量子集的令人满意的模型。

rm(list = ls())set.seed(1)library(leaps)attach(College)
## The following objects are masked from College (pos = 14):## ##     Accept, Apps, Books, Enroll, Expend, F.Undergrad, Grad.Rate,##     Outstate, P.Undergrad, perc.alumni, Personal, PhD, Private,##     Room.Board, S.F.Ratio, Terminal, Top10perc, Top25perc
# 训练/测试拆分行的索引号train <-  sample( length(Outstate), length(Outstate)/2)test <-  -train...abline(h=max.adjr2 - std.adjr2, col="red", lty=2)




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所有cp，BIC和adjr2得分均显示6是该子集的最小大小。但是，根据1个标准误差规则，我们将选择具有4个预测变量的模型。

...coefi <-  coef(m5, id = 4)names(coefi)
## [1] "(Intercept)" "PrivateYes"  "Room.Board"  "perc.alumni" "Expend"


将GAM拟合到训练数据上，使用学费作为响应，并使用在上一步中选择的函数作为预测变量。绘制结果，并解释您的发现。

library(gam)...plot(gam.fit, se=TRUE, col="blue")




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评估在测试集上获得的模型，并解释获得的结果。

gam.pred <-  predict(gam.fit, College.test)gam.err <-  mean((College.test$Outstate - gam.pred)^2)gam.err
## [1] 3745460
gam.tss <-  mean((College.test$Outstate - mean(College.test$Outstate))^2)test.rss <-  1 - gam.err / gam.tsstest.rss
## [1] 0.7696916


对于哪些变量（如果有），是否存在与因变量呈非线性关系的证据？

summary(gam.fit)
## ## Call: gam(formula = Outstate ~ Private + s(Room.Board, df = 2) + s(PhD, ##     df = 2) + s(perc.alumni, df = 2) + s(Expend, df = 5) + s(Grad.Rate, ##     df = 2), data = College.train)## Deviance Residuals:##      Min       1Q   Median       3Q      Max ## -4977.74 -1184.52    58.33  1220.04  7688.30 ## ## (Dispersion Parameter for gaussian family taken to be 3300711)## ##     Null Deviance: 6221998532 on 387 degrees of freedom## Residual Deviance: 1231165118 on 373 degrees of freedom## AIC: 6941.542 ## ## Number of Local Scoring Iterations: 2 ## ## Anova for Parametric Effects##                         Df     Sum Sq    Mean Sq F value    Pr(>F)    ## Private                  1 1779433688 1779433688 539.106 < 2.2e-16 ***## s(Room.Board, df = 2)    1 1221825562 1221825562 370.171 < 2.2e-16 ***## s(PhD, df = 2)           1  382472137  382472137 115.876 < 2.2e-16 ***## s(perc.alumni, df = 2)   1  328493313  328493313  99.522 < 2.2e-16 ***## s(Expend, df = 5)        1  416585875  416585875 126.211 < 2.2e-16 ***## s(Grad.Rate, df = 2)     1   55284580   55284580  16.749 5.232e-05 ***## Residuals              373 1231165118    3300711                      ## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1## ## Anova for Nonparametric Effects##                        Npar Df  Npar F     Pr(F)    ## (Intercept)                                         ## Private                                             ## s(Room.Board, df = 2)        1  3.5562   0.06010 .  ## s(PhD, df = 2)               1  4.3421   0.03786 *  ## s(perc.alumni, df = 2)       1  1.9158   0.16715    ## s(Expend, df = 5)            4 16.8636 1.016e-12 ***## s(Grad.Rate, df = 2)         1  3.7208   0.05450 .  ## ---## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1


非参数Anova检验显示了因变量与支出之间存在非线性关系的有力证据，以及因变量与Grad.Rate或PhD之间具有中等强度的非线性关系（使用p值为0.05）。



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