Regresja, gdy każdy punkt ma swoją niepewność zarówno w


12

Wykonałem pomiarów dwóch zmiennych x i y . Obaj znają niepewności σ x i σ y z nimi związane. Chcę znaleźć zależność między X i Y . Jak mogę to zrobić?nxyσxσyxy

Edycja : każdy z ma inny Ď X , i wiąże się z nim, a tym samym z y ı .xiσx,iyi


Przykład odtwarzalnego R:

## pick some real x and y values 
true_x <- 1:100
true_y <- 2*true_x+1

## pick the uncertainty on them
sigma_x <- runif(length(true_x), 1, 10) # 10
sigma_y <- runif(length(true_y), 1, 15) # 15

## perturb both x and y with noise 
noisy_x <- rnorm(length(true_x), true_x, sigma_x)
noisy_y <- rnorm(length(true_y), true_y, sigma_y)

## make a plot 
plot(NA, xlab="x", ylab="y",
    xlim=range(noisy_x-sigma_x, noisy_x+sigma_x), 
    ylim=range(noisy_y-sigma_y, noisy_y+sigma_y))
arrows(noisy_x, noisy_y-sigma_y, 
       noisy_x, noisy_y+sigma_y, 
       length=0, angle=90, code=3, col="darkgray")
arrows(noisy_x-sigma_x, noisy_y,
       noisy_x+sigma_x, noisy_y,
       length=0, angle=90, code=3, col="darkgray")
points(noisy_y ~ noisy_x)

## fit a line 
mdl <- lm(noisy_y ~ noisy_x)
abline(mdl)

## show confidence interval around line 
newXs <- seq(-100, 200, 1)
prd <- predict(mdl, newdata=data.frame(noisy_x=newXs), 
    interval=c('confidence'), level=0.99, type='response')
lines(newXs, prd[,2], col='black', lty=3)
lines(newXs, prd[,3], col='black', lty=3)

regresja liniowa bez uwzględnienia błędów w zmiennych

Problem z tym przykładem polega na tym, że zakładam, że nie ma żadnych niepewności . Jak mogę to naprawić?x


lmYP(Y|X)YXX

1
W twoim raczej szczególnym przypadku (jednoczynnikowy ze znanym stosunkiem poziomów hałasu dla X i Y) regresja Deminga załatwi sprawę , np. DemingFunkcja w pakiecie R MethComp .
conjugateprior

1
@conjugateprior Dzięki, wygląda to obiecująco. Zastanawiam się: czy regresja Deminga nadal działa, jeśli mam inną (ale wciąż znaną) wariancję na każdym x i y? tj. jeśli x są długością, a ja użyłem linijek o różnych dokładnościach, aby uzyskać każdy x
rombododekedr

Myślę, że być może sposobem na rozwiązanie tego problemu, gdy istnieją różne wariancje dla każdego pomiaru, jest metoda York. Czy ktoś wie, czy istnieje implementacja R tej metody?
rhombidodecahedron

1
@ rhombidodecahedron Zobacz „zmierzone błędy” pasują do mojej odpowiedzi tam: stats.stackexchange.com/questions/174533/… (która została zaczerpnięta z dokumentacji deminga pakietu).
Roland,

Odpowiedzi:


9

Lθγ

(x,y):cos(θ)x+sin(θ)y=γ.

(x,y)

d(x,y;L)=cos(θ)x+sin(θ)yγ.

xiσi2yiτi2xiyi

Var(d(xi,yi;L))=cos2(θ)σi2+sin2(θ)τi2.

Znajdźmy zatem i dla których suma kwadratów odległości ważonych wariancją odwrotną jest tak mała, jak to możliwe: będzie to rozwiązanie największego prawdopodobieństwa, jeśli założymy, że błędy mają dwuwymiarowe rozkłady normalne. Wymaga to rozwiązania numerycznego, ale łatwo jest znaleźć kilka kroków Newtona-Raphsona zaczynających się od wartości sugerowanej przez zwykłe dopasowanie najmniejszych kwadratów.γθγ

Symulacje sugerują, że to rozwiązanie jest dobre nawet przy niewielkich ilościach danych i stosunkowo dużych wartościach i . Oczywiście można uzyskać standardowe błędy parametrów w zwykły sposób. Jeśli interesuje Cię standardowy błąd położenia linii, a także nachylenie, możesz najpierw wyśrodkować obie zmienne na : to powinno wyeliminować prawie całą korelację między oszacowaniami dwóch parametrów.τ i 0σiτi0


σ iτiσixn=8

Postać

Prawdziwa linia jest zaznaczona niebieską kropką. Wzdłuż niego oryginalne punkty są wykreślone jako puste koła. Szare strzałki łączą je z obserwowanymi punktami, wykreślonymi jako jednolite czarne dyski. Rozwiązanie jest narysowane jako ciągła czerwona linia. Pomimo obecności dużych odchyleń między wartościami obserwowanymi a rzeczywistymi, rozwiązanie jest niezwykle zbliżone do prawidłowej linii w tym obszarze.

#
# Generate data.
#
theta <- c(1, -2, 3) # The line is theta %*% c(x,y,-1) == 0
theta[-3] <- theta[-3]/sqrt(crossprod(theta[-3]))
n <- 8
set.seed(17)
sigma <- rexp(n, 1/2)
tau <- rexp(n, 1)
u <- 1:n
xy.0 <- t(outer(c(-theta[2], theta[1]), 0:(n-1)) + c(theta[3]/theta[1], 0))
xy <- xy.0 + cbind(rnorm(n, sd=sigma), rnorm(n, sd=tau))
#
# Fit a line.
#
x <- xy[, 1]
y <- xy[, 2]
f <- function(phi) { # Negative log likelihood, up to an additive constant
  a <- phi[1]
  gamma <- phi[2]
  sum((x*cos(a) + y*sin(a) - gamma)^2 / ((sigma*cos(a))^2 + (tau*sin(a))^2))/2
}
fit <- lm(y ~ x) # Yields starting estimates
slope <- coef(fit)[2]
theta.0 <- atan2(1, -slope)
gamma.0 <- coef(fit)[1] / sqrt(1 + slope^2)
sol <- nlm(f,c(theta.0, gamma.0))
#
# Plot the data and the fit.
#
theta.hat <- sol$estimate[1] %% (2*pi)
gamma.hat <- sol$estimate[2]
plot(rbind(xy.0, xy), type="n", xlab="x", ylab="y")
invisible(sapply(1:n, function(i) 
  arrows(xy.0[i,1], xy.0[i,2], xy[i,1], xy[i,2], 
         length=0.15, angle=20, col="Gray")))
points(xy.0)
points(xy, pch=16)
abline(c(theta[3] / theta[2], -theta[1]/theta[2]), col="Blue", lwd=2, lty=3)
abline(c(gamma.hat / sin(theta.hat), -1/tan(theta.hat)), col="Red", lwd=2)

+1. O ile rozumiem, odpowiada to również na starsze Q: stats.stackexchange.com/questions/178727 ? Powinniśmy wtedy zamknąć go jako duplikat.
ameba mówi Przywróć Monikę

Ponadto, zgodnie z moim komentarzem do odpowiedzi w tym wątku, wygląda na to, że demingfunkcja może również obsługiwać błędy zmiennych. Prawdopodobnie powinno dać dopasowanie bardzo podobne do twojego.
ameba mówi Przywróć Monikę

Zastanawiam się, czy przebieg dyskusji ma większy sens, jeśli zmienisz miejsca 2 akapitów powyżej i poniżej rysunku?
gung - Przywróć Monikę

3
Dziś rano (wyborca) przypomniało mi się, że na to pytanie zostało zadane i udzielono odpowiedzi na wiele sposobów, z działającym kodem, kilka lat temu na stronie Mathematica SE .
whuber

Czy to rozwiązanie ma nazwę? i być może źródło do dalszej lektury (oprócz strony Mathematica SE mam na myśli)?
JustGettin Rozpoczęty

0

Maksymalna optymalizacja prawdopodobieństwa w przypadku niepewności w x i y została omówiona przez York (2004). Oto kod R jego funkcji.

„YorkFit”, napisany przez Ricka Wehra, 2011, przetłumaczony na R. przez Rachel Chang

Uniwersalna procedura znajdowania najlepszego dopasowania linii prostej do danych ze zmiennymi, skorelowanymi błędami, w tym błędami i oszacowaniami poprawności dopasowania, po równaniu (13) z York 2004, American Journal of Physics, który z kolei był oparty na York 1969, Earth and Planetary Sciences Letters

YorkFit <- funkcja (X, Y, Xstd, Ystd, Ri = 0, b0 = 0, printCoefs = 0, makeLine = 0, eps = 1e-7)

X, Y, Xstd, Ystd: fale zawierające punkty X, punkty Y i ich odchylenia standardowe

OSTRZEŻENIE: Xstd i Ystd nie mogą być zerowe, ponieważ spowoduje to, że Xw lub Yw będą NaN. Zamiast tego użyj bardzo małej wartości.

Ri: współczynniki korelacji dla błędów X i Y - długość 1 lub długość X i Y

b0: wstępne oszacowanie nachylenia (można uzyskać ze standardowego dopasowania najmniejszych kwadratów bez błędów)

printCoefs: ustaw wartość równą 1, aby wyświetlić wyniki w oknie poleceń

makeLine: zestaw równy 1, aby wygenerować falę Y dla linii dopasowania

Zwraca macierz ze znakiem przecięcia i nachylenia oraz ich niepewności

Jeśli nie podano wstępnego przypuszczenia dla b0, po prostu użyj OLS, jeśli (b0 == 0) {b0 = lm (Y ~ X) $ współczynniki [2]}

tol = abs(b0)*eps #the fit will stop iterating when the slope converges to within this value

a, b: końcowy punkt przecięcia i nachylenie a.err, b.err: oszacowane niepewności dotyczące punktu przecięcia i nachylenia

# WAVE DEFINITIONS #

Xw = 1/(Xstd^2) #X weights
Yw = 1/(Ystd^2) #Y weights


# ITERATIVE CALCULATION OF SLOPE AND INTERCEPT #

b = b0
b.diff = tol + 1
while(b.diff>tol)
{
    b.old = b
    alpha.i = sqrt(Xw*Yw)
    Wi = (Xw*Yw)/((b^2)*Yw + Xw - 2*b*Ri*alpha.i)
    WiX = Wi*X
    WiY = Wi*Y
    sumWiX = sum(WiX, na.rm = TRUE)
    sumWiY = sum(WiY, na.rm = TRUE)
    sumWi = sum(Wi, na.rm = TRUE)
    Xbar = sumWiX/sumWi
    Ybar = sumWiY/sumWi
    Ui = X - Xbar
    Vi = Y - Ybar

    Bi = Wi*((Ui/Yw) + (b*Vi/Xw) - (b*Ui+Vi)*Ri/alpha.i)
    wTOPint = Bi*Wi*Vi
    wBOTint = Bi*Wi*Ui
    sumTOP = sum(wTOPint, na.rm=TRUE)
    sumBOT = sum(wBOTint, na.rm=TRUE)
    b = sumTOP/sumBOT

    b.diff = abs(b-b.old)
  }     

   a = Ybar - b*Xbar
   wYorkFitCoefs = c(a,b)

# ERROR CALCULATION #

Xadj = Xbar + Bi
WiXadj = Wi*Xadj
sumWiXadj = sum(WiXadj, na.rm=TRUE)
Xadjbar = sumWiXadj/sumWi
Uadj = Xadj - Xadjbar
wErrorTerm = Wi*Uadj*Uadj
errorSum = sum(wErrorTerm, na.rm=TRUE)
b.err = sqrt(1/errorSum)
a.err = sqrt((1/sumWi) + (Xadjbar^2)*(b.err^2))
wYorkFitErrors = c(a.err,b.err)

# GOODNESS OF FIT CALCULATION #
lgth = length(X)
wSint = Wi*(Y - b*X - a)^2
sumSint = sum(wSint, na.rm=TRUE)
wYorkGOF = c(sumSint/(lgth-2),sqrt(2/(lgth-2))) #GOF (should equal 1 if assumptions are valid), #standard error in GOF

# OPTIONAL OUTPUTS #

if(printCoefs==1)
 {
    print(paste("intercept = ", a, " +/- ", a.err, sep=""))
    print(paste("slope = ", b, " +/- ", b.err, sep=""))
  }
if(makeLine==1)
 {
    wYorkFitLine = a + b*X
  }
 ans=rbind(c(a,a.err),c(b, b.err)); dimnames(ans)=list(c("Int","Slope"),c("Value","Sigma"))
return(ans)
 }

Zauważ też, że pakiet R „IsoplotR” zawiera funkcję york (), dając tutaj takie same wyniki jak kod YorkFit.
Steven Wofsy,
Korzystając z naszej strony potwierdzasz, że przeczytałeś(-aś) i rozumiesz nasze zasady używania plików cookie i zasady ochrony prywatności.
Licensed under cc by-sa 3.0 with attribution required.