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用R進行多元線性回歸分析建模
2018-05-21
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用R進行多元線性回歸分析建模

概念：多元回歸分析預測法，是指通過對兩個或兩個以上的自變量與一個因變量的相關分析，建立預測模型進行預測的方法。當自變量與因變量之間存在線性關系時，稱為多元線性回歸分析。
下面我就舉幾個例子來說明一下
例一：謀殺率與哪些因素有關
變量選擇
[plain] view plain copy

    states<-as.data.frame(state.x77[,c('Murder','Population','Illiteracy','Income','Frost')])  
    cor(states)#查看變量相關系數(shù)  
                   Murder Population Illiteracy     Income      Frost  
    Murder      1.0000000  0.3436428  0.7029752 -0.2300776 -0.5388834  
    Population  0.3436428  1.0000000  0.1076224  0.2082276 -0.3321525  
    Illiteracy  0.7029752  0.1076224  1.0000000 -0.4370752 -0.6719470  
    Income     -0.2300776  0.2082276 -0.4370752  1.0000000  0.2262822  
    Frost      -0.5388834 -0.3321525 -0.6719470  0.2262822  1.0000000  

我們可以明顯的看出謀殺率與人口，文盲率相關性較大

將它們的關系可視化
[plain] view plain copy

    library(car)  
    scatterplotMatrix(states,spread=FALSE)  

還可以這么看
[plain] view plain copy

    fit<-lm(Murder~Population+Illiteracy+Income+Frost,data = states)  
    summary(fit)  
      
    Call:  
    lm(formula = Murder ~ Population + Illiteracy + Income + Frost,   
        data = states)  
      
    Residuals:  
        Min      1Q  Median      3Q     Max   
    -4.7960 -1.6495 -0.0811  1.4815  7.6210   
      
    Coefficients:  
                 Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)      
    (Intercept) 1.235e+00  3.866e+00   0.319   0.7510      
    Population  2.237e-04  9.052e-05   2.471   0.0173 *    
    Illiteracy  4.143e+00  8.744e-01   4.738 2.19e-05 ***  
    Income      6.442e-05  6.837e-04   0.094   0.9253      
    Frost       5.813e-04  1.005e-02   0.058   0.9541      
    ---  
    Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1  
      
    Residual standard error: 2.535 on 45 degrees of freedom  
    Multiple R-squared:  0.567, Adjusted R-squared:  0.5285   
    F-statistic: 14.73 on 4 and 45 DF,  p-value: 9.133e-08  

還可以這么看
[plain] view plain copy

    #install.packages('leaps')  
    library(leaps)  
    leaps<-regsubsets(Murder~Population+Illiteracy+Income+Frost,data = states,nbest = 4)  
    plot(leaps,scale = 'adjr2')  



最大值0.55是只包含人口，文盲率這兩個變量和截距的。
還可以這樣，比較標準回歸系數(shù)的大小
[plain] view plain copy

    zstates<-as.data.frame(scale(states))#scale()標準化  
    zfit<-lm(Murder~Population+Illiteracy+Income+Frost,data = zstates)  
    coef(zfit)  
     (Intercept)    Population    Illiteracy        Income         Frost   
    -2.054026e-16  2.705095e-01  6.840496e-01  1.072372e-02  8.185407e-03  
通過這幾種方法，我們都可以明顯的看出謀殺率與人口，文盲率相關性較大，與其它因素相關性較小。
回歸診斷
[plain] view plain copy

    > confint(fit)  
                        2.5 %       97.5 %  
    (Intercept) -6.552191e+00 9.0213182149  
    Population   4.136397e-05 0.0004059867  
    Illiteracy   2.381799e+00 5.9038743192  
    Income      -1.312611e-03 0.0014414600  
    Frost       -1.966781e-02 0.0208304170  

標記異常值
[plain] view plain copy

    qqPlot(fit,labels = row.names(states),id.method = 'identify',simulate = T)  

圖如下，點一下異常值然后點finish就可以了

查看它的實際值11.5與擬合值3.878958，這條數(shù)據(jù)顯然是異常的，可以拋棄
[plain] view plain copy

    > states['Nevada',]  
           Murder Population Illiteracy Income Frost  
    Nevada   11.5        590        0.5   5149   188  
    > fitted(fit)['Nevada']  
      Nevada   
    3.878958   
    > outlierTest(fit)#或直接這么檢測離群點  
           rstudent unadjusted p-value Bonferonni p  
    Nevada 3.542929         0.00095088     0.047544  

car包有多個函數(shù)，可以判斷誤差的獨立性，線性，同方差性
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    library(car)  
    durbinWatsonTest(fit)  
    crPlots(fit)  
    ncvTest(fit)  
    spreadLevelPlot(fit)  

綜合檢驗
[plain] view plain copy

    #install.packages('gvlma')  
    library(gvlma)  
    gvmodel<-gvlma(fit);summary(gvmodel) 
檢驗多重共線性
根號下vif>2則表明有多重共線性
[plain] view plain copy

    > sqrt(vif(fit))  
    Population Illiteracy     Income      Frost   
      1.115922   1.471682   1.160096   1.443103  

都小于2所以不存在多重共線性
例二：女性身高與體重的關系
[plain] view plain copy

    attach(women)  
    plot(height,weight)  

通過圖我們可以發(fā)現(xiàn)，用曲線擬合要比直線效果更好

那就試試唄
[plain] view plain copy

    fit<-lm(weight~height+I(height^2))#含平方項  
    summary(fit)  
      
    Call:  
    lm(formula = weight ~ height + I(height^2))  
      
    Residuals:  
         Min       1Q   Median       3Q      Max   
    -0.50941 -0.29611 -0.00941  0.28615  0.59706   
      
    Coefficients:  
                 Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)      
    (Intercept) 261.87818   25.19677  10.393 2.36e-07 ***  
    height       -7.34832    0.77769  -9.449 6.58e-07 ***  
    I(height^2)   0.08306    0.00598  13.891 9.32e-09 ***  
    ---  
    Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1  
      
    Residual standard error: 0.3841 on 12 degrees of freedom  
    Multiple R-squared:  0.9995,    Adjusted R-squared:  0.9994   
    F-statistic: 1.139e+04 on 2 and 12 DF,  p-value: < 2.2e-16   

效果是很不錯的，可以得出模型為

把擬合曲線加上看看
[plain] view plain copy

    lines(height,fitted(fit))  


非常不錯吧

還可以用car包的scatterplot()函數(shù)
[plain] view plain copy

    library(car)  
    scatterplot(weight~height,spread=FALSE,pch=19)#19實心圓，spread=FALSE刪除了殘差正負均方根在平滑曲線上  
    展開的非對稱信息，聽著就不像人話，你可以改成TRUE看看到底是什么，我反正不明白。  


例三：含交互項
[plain] view plain copy

    <strong>attach(mtcars)  
    fit<-lm(mpg~hp+wt+hp:wt)  
    summary(fit)  
    Call:  
    lm(formula = mpg ~ hp + wt + hp:wt)  
      
    Residuals:  
        Min      1Q  Median      3Q     Max   
    -3.0632 -1.6491 -0.7362  1.4211  4.5513   
      
    Coefficients:  
                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)      
    (Intercept) 49.80842    3.60516  13.816 5.01e-14 ***  
    hp          -0.12010    0.02470  -4.863 4.04e-05 ***  
    wt          -8.21662    1.26971  -6.471 5.20e-07 ***  
    hp:wt        0.02785    0.00742   3.753 0.000811 ***  
    ---  
    Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1  
      
    Residual standard error: 2.153 on 28 degrees of freedom  
    Multiple R-squared:  0.8848,    Adjusted R-squared:  0.8724   
    F-statistic: 71.66 on 3 and 28 DF,  p-value: 2.981e-13</strong> 
其中的hp:wt就是交互項，表示我們假設hp馬力與wt重量有相關關系，通過全部的三個星可以看出響應/因變量mpg（每加侖英里）與預測/自變量都相關，也就是說mpg（每加侖英里）與汽車馬力/重量都相關，且mpg與馬力的關系會根據(jù)車重的不同而不同。

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') } function initGt() { var handler = function (captchaObj) { captchaObj.appendTo('#captcha'); captchaObj.onReady(function () { $("#wait").hide(); }).onSuccess(function(){ $('.getcheckcode').removeClass('dis'); $('.getcheckcode').trigger('click'); }); window.captchaObj = captchaObj; }; $('#captcha').show(); $.ajax({ url: "/login/gtstart?t=" + (new Date()).getTime(), // 加隨機數(shù)防止緩存 type: "get", dataType: "json", success: function (data) { $('#text').hide(); $('#wait').show(); // 調(diào)用 initGeetest 進行初始化 // 參數(shù)1：配置參數(shù) // 參數(shù)2：回調(diào)，回調(diào)的第一個參數(shù)驗證碼對象，之后可以使用它調(diào)用相應的接口 initGeetest({ // 以下 4 個配置參數(shù)為必須，不能缺少 gt: data.gt, challenge: data.challenge, offline: !data.success, // 表示用戶后臺檢測極驗服務器是否宕機 new_captcha: data.new_captcha, // 用于宕機時表示是新驗證碼的宕機 product: "float", // 產(chǎn)品形式，包括：float，popup width: "280px", https: true // 更多配置參數(shù)說明請參見：http://docs.geetest.com/install/client/web-front/ }, handler); } }); } function codeCutdown() { if(_wait == 0){ //倒計時完成 $(".getcheckcode").removeClass('dis').html("重新獲取"); }else{ $(".getcheckcode").addClass('dis').html("重新獲取("+_wait+"s)"); _wait--; setTimeout(function () { codeCutdown(); },1000); } } function inputValidate(ele,telInput) { var oInput = ele; var inputVal = oInput.val(); var oType = ele.attr('data-type'); var oEtag = $('#etag').val(); var oErr = oInput.closest('.form_box').next('.err_txt'); var empTxt = '請輸入'+oInput.attr('placeholder')+'！'; var errTxt = '請輸入正確的'+oInput.attr('placeholder')+'！'; var pattern; if(inputVal==""){ if(!telInput){ errFun(oErr,empTxt); } return false; }else { switch (oType){ case 'login_mobile': pattern = /^1[3456789]\d{9}$/; if(inputVal.length==11) { $.ajax({ url: '/login/checkmobile', type: "post", dataType: "json", data: { mobile: inputVal, etag: oEtag, page_ur: window.location.href, page_referer: document.referrer }, success: function (data) { } }); } break; case 'login_yzm': pattern = /^\d{6}$/; break; } if(oType=='login_mobile'){ } if(!!validateFun(pattern,inputVal)){ errFun(oErr,'') if(telInput){ $('.getcheckcode').removeClass('dis'); } }else { if(!telInput) { errFun(oErr, errTxt); }else { $('.getcheckcode').addClass('dis'); } return false; } } return true; } function errFun(obj,msg) { obj.html(msg); if(msg==''){ $('.login_submit').removeClass('dis'); }else { $('.login_submit').addClass('dis'); } } function validateFun(pat,val) { return pat.test(val); }