Nieklasyczne metody statystyki

Regresja kwantylowa

Dlaczego kwantylowa?

Dlaczego potrzebujemy regresji kwantylowej (QR)?

W szczególności, QR:

• jest odporna na punkty odstające i wpływowe

• nie zakłada stałej wariancji (znanej jako homoskedastyczność) dla zmiennej odpowiedzi lub reszt

• nie zakłada normalności ale główną zaletą QR w porównaniu z regresją liniową (LR) jest to, że QR bada różne wartości zmiennej odpowiedzi, a nie tylko średnią, i dostarcza w związku z tym pełniejszego obrazu związków między zmiennymi!

Wprowadzenie

Regresja kwantylowa (ang. quantile regression) została zaproponowana przez Koenkera i Bassetta (1978). Szczególny przypadek regresji kwantylowej dla kwantyla rzędu 0,5 (czyli mediany) jest równoważny estymatorowi LAD (ang. Least Absolute Deviation) – minimalizuje sumę bezwzględnych błędów.
Wprowadzenie różnych kwantyli regresji daje pełniejszy opis rozkładów warunkowych zwłaszcza w przypadku rozkładów asymetrycznych lub uciętych.

Regresja kwantylowa jest kolejną wariacją na temat najmniejszych kwadratów . Stratą jest współczynnik \(l_1\) funkcji:

\[ \phi(u) = \tau\max(u,0) - (1-\tau)\max(-u,0) = \frac{1}{2}|u| + \left(\tau - \frac{1}{2}\right)u, \]

gdzie \(\tau \in (0,1)\) oznacza konkretny kwantyl. Problemem jak poprzednio jest minimalizacja całkowitej straty resztowej. Model ten jest powszechnie stosowany w ekologii, ochronie zdrowia i innych dziedzinach, gdzie sama średnia nie wystarcza do uchwycenia złożonych zależności między zmiennymi.

Wymagania

Wymagana jest jedna liczbowa zmienna zależna. Zmienna przewidywana musi być zmienną ilościową. Predyktory mogą być zmiennymi ilościowymi lub sztucznymi zmiennymi w przypadku predyktorów jakościowych. Aby można było uruchomić analizę, wymagany jest wyraz wolny lub co najmniej jeden predyktor.

Regresja kwantylowa nie czyni założeń dotyczących rozkładu zmiennej przewidywanej i jest odporna na wpływ obserwacji odstających.

Analiza kwantylowa jest pokrewna regresji metodą najmniejszych kwadratów.

Przykład 1.

Wykorzystamy przykład z pakietu quantreg.

Jaki jest związek między całkowitym dochodem gospodarstwa domowego a odsetkiem dochodów wydatkowanych na żywność? Prawo Engela w ekonomii głosi, że w miarę wzrostu dochodów, część dochodów wydatkowanych na żywność spada, nawet jeśli wydatki na żywność bezwzględnie rosną. Stosując regresję kwantylową do tych danych, można określić, jakie wydatki na żywność ponosi 90% rodzin (dla 100 rodzin z danym dochodem), gdy nie interesują nas średnie wydatki na żywność.

Dane, które wykorzystamy - to zbiór “engel” - dane dotyczące wydatków na żywność. Jest to zbiór danych regresyjnych składający się z 235 obserwacji dotyczących dochodów i wydatków na żywność dla belgijskich gospodarstw domowych klasy robotniczej.

Powyższy wykres przedstawia dopasowanie regresji kwantylowej dla \(\tau = (0.1, 0.25, 0.5, 0.75, 0.90, 0.95)\). Dopasowanie KMNK to gruba czarna linia.

Poniżej znajduje się tabela z oszacowanymi współczynnikami.

knitr::kable(fits, format = "html", caption = "Oszacowania z KMNK oraz `quantreg`") %>%
    kable_styling("striped") %>%
    column_spec(1:8, background = "grey")

Oszacowania z KMNK oraz quantreg

	OLS	\(\tau_{0.10}\)	\(\tau_{0.25}\)	\(\tau_{0.50}\)	\(\tau_{0.75}\)	\(\tau_{0.90}\)	\(\tau_{0.95}\)
(Intercept)	147.4753885	110.1415742	95.4835396	81.4822474	62.3965855	67.3508721	64.1039632
income	0.4851784	0.4017658	0.4741032	0.5601806	0.6440141	0.6862995	0.7090685

Ok, możemy to zrobić bardziej przejrzyście i sformatować w ładnej tabeli wyników:

## 
## Wyniki regresji kwantylowych
## ==========================================
##                   Dependent variable:     
##              -----------------------------
##                         foodexp           
##                 (1)       (2)       (3)   
## ------------------------------------------
## income       0.474***  0.560***  0.644*** 
##               (0.029)   (0.028)   (0.023) 
##                                           
## Constant     95.484*** 81.482*** 62.397***
##              (21.392)  (19.251)  (16.305) 
##                                           
## ------------------------------------------
## Observations    235       235       235   
## ==========================================
## Note:          *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01

Finalnie, zaprezentujmy wyłącznie te 3 modele na wykresie:

Przykład 2.

Tutaj przeprowadzimy testy użycia pakietu quantreg, wykorzystując wbudowany zbiór danych “mtcars”. Zmienna “mpg” oznacza spalanie samochodów (mile/galon).

Zamodulejmy zależność regresyjną dla tej zmiennej od kilku predyktorów.

Najpierw oszacujmy regresję KMNK:

kmnk <- lm(mpg ~ disp + hp + factor(am) + factor(vs), data = mtcars)
summary(kmnk)

## 
## Call:
## lm(formula = mpg ~ disp + hp + factor(am) + factor(vs), data = mtcars)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -4.7981 -1.9532  0.0111  1.5665  5.6321 
## 
## Coefficients:
##              Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept) 24.832119   2.890418   8.591 3.32e-09 ***
## disp        -0.008304   0.010087  -0.823  0.41757    
## hp          -0.037623   0.013846  -2.717  0.01135 *  
## factor(am)1  4.419257   1.493243   2.960  0.00634 ** 
## factor(vs)1  2.052472   1.627096   1.261  0.21794    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 2.812 on 27 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.8104, Adjusted R-squared:  0.7823 
## F-statistic: 28.85 on 4 and 27 DF,  p-value: 2.13e-09

Teraz oszacujmy warunkowe regresje kwantylowe na różnych kwantylach, błąd standardowy uzyskany przez bootstrap.

Zauważ, że istnieje gradient we współczynnikach kwantylowych hp, jak również disp. Znak disp odwraca się, również współczynnik na czynniku am jest różny w zależności od kwantyli:

kwantyle <- c(0.25, 0.50, 0.75)
reg_kwantylowa <- rq(mpg ~ disp + hp + factor(am),tau = kwantyle,data = mtcars)
summary(reg_kwantylowa, se = "boot")

## 
## Call: rq(formula = mpg ~ disp + hp + factor(am), tau = kwantyle, data = mtcars)
## 
## tau: [1] 0.25
## 
## Coefficients:
##             Value    Std. Error t value  Pr(>|t|)
## (Intercept) 25.34665  1.61361   15.70804  0.00000
## disp        -0.02441  0.00733   -3.32863  0.00245
## hp          -0.01672  0.01598   -1.04617  0.30443
## factor(am)1  1.39719  1.54190    0.90615  0.37259
## 
## Call: rq(formula = mpg ~ disp + hp + factor(am), tau = kwantyle, data = mtcars)
## 
## tau: [1] 0.5
## 
## Coefficients:
##             Value    Std. Error t value  Pr(>|t|)
## (Intercept) 27.49722  1.82032   15.10570  0.00000
## disp        -0.02253  0.01694   -1.33012  0.19421
## hp          -0.02713  0.02517   -1.07793  0.29026
## factor(am)1  3.37328  2.02224    1.66809  0.10644
## 
## Call: rq(formula = mpg ~ disp + hp + factor(am), tau = kwantyle, data = mtcars)
## 
## tau: [1] 0.75
## 
## Coefficients:
##             Value    Std. Error t value  Pr(>|t|)
## (Intercept) 28.06384  1.54506   18.16363  0.00000
## disp         0.00445  0.01366    0.32591  0.74692
## hp          -0.06662  0.01868   -3.56550  0.00133
## factor(am)1  7.91402  2.42736    3.26034  0.00292

Testy współczynników

Użyjemy funkcji rq.anova z pakietu regresji kwantylowej, aby przeprowadzić test WALDA. Pamiętaj, że test WALDA mówi, że biorąc pod uwagę nieograniczone oszacowania modelu, przetestujemy hipotezę zerową mówiącą, że współczynniki spełniają pewne liniowe ograniczenia.

Aby ją przetestować, użyjemy obiektu zwróconego z uruchomienia rq z różnymi liczbami kwantyli i ustawimy opcję joint na true lub false. Gdy joint jest true: “równość współczynników kierunkowych powinna być wykonana jako wspólne testy na wszystkich parametrach nachylenia”, gdy joint jest false: “należy zgłaszać oddzielne testy na każdym z parametrów nachylenia”.

Zauważ, że testy kwantylowe są testami “linii równoległej”. Oznacza to, że powinniśmy wyjąć różne x-wyrazy_wolne dla każdego kwantyla, ponieważ reprezentują one poziomy rozkładów warunkowych. Jeśli jednak współczynniki kwantyli dla współczynnikow są takie same, to nie ma efektów specyficznych dla kwantyli, wystarczą efekty średnie.

Badanie statystycznej różnicy między 25. i 50. kwantylem warunkowym:

Biorąc pod uwagę powyższe oszacowania kwantyli, różnica między kwantylami 0,25 i 0,50 istnieje, ale czy są one wystarczająco duże, aby być statystycznie różne? Jaka jest wartość p? Przeglądając poniższe wyniki, nie są one statystycznie różne!

Po pierwsze, joint = TRUE. To nie jest testowanie, czy współczynnik na disp jest taki sam jak współczynnik na hp. To jest wspólne testowanie, czy współczynniki dla różnych kwantyli disp i różnych kwantyli hp są takie same dla każdej zmiennej.

kwantyle <- c(0.25, 0.50)
reg_kwantylowa <- rq(mpg ~ disp + hp + factor(am),tau = kwantyle, data = mtcars)
anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=TRUE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: mpg ~ disp + hp + factor(am)
## Joint Test of Equality of Slopes: tau in {  0.25 0.5  }
## 
##   Df Resid Df F value Pr(>F)
## 1  3       61  0.8421 0.4761

Po drugie, joint = False:

anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=FALSE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: mpg ~ disp + hp + factor(am)
## Tests of Equality of Distinct Slopes: tau in {  0.25 0.5  }
## 
##             Df Resid Df F value Pr(>F)
## disp         1       63  0.0305 0.8619
## hp           1       63  0.5461 0.4627
## factor(am)1  1       63  1.3500 0.2497

Badanie statystycznej różnicy między 25, 50 i 75 kwantylem warunkowym:

Pierwszy kwartyl i mediana nie wydają się być statystycznie różne, teraz dołączymy trzeci kwartyl. Jak widać wcześniej, kwartyle wspólnie wykazują gradient. Teraz możemy zobaczyć, że disp, hp i am są oddzielnie statystycznie różne.

Po pierwsze, joint = TRUE:

kwantyle <- c(0.25, 0.50, 0.75)

reg_kwantylowa <- rq(mpg ~ disp + hp + factor(am),tau = kwantyle, data = mtcars)

anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=TRUE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: mpg ~ disp + hp + factor(am)
## Joint Test of Equality of Slopes: tau in {  0.25 0.5 0.75  }
## 
##   Df Resid Df F value   Pr(>F)   
## 1  6       90  3.3173 0.005367 **
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Po drugie, joint = False:

anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=FALSE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: mpg ~ disp + hp + factor(am)
## Tests of Equality of Distinct Slopes: tau in {  0.25 0.5 0.75  }
## 
##             Df Resid Df F value   Pr(>F)   
## disp         2       94  5.4903 0.005558 **
## hp           2       94  6.7221 0.001868 **
## factor(am)1  2       94  7.2758 0.001154 **
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Dobroć dopasowania

Możemy obliczyć współczynniki dobroci dopasowania regresji kwantylowej z wykorzystaniem reszt i reszt bezwarunkowych:

goodfit(resid, resid_nl, tau)

Miara dobroci dopasowania dla regresji kwantylowej jest szacowana jako 1 minus stosunek sumy odchyleń bezwzględnych w modelach w pełni sparametryzowanych do sumy odchyleń bezwzględnych w zerowym (bezwarunkowym) modelu kwantylowym.

Wartości te są przydatne do porównań między modelami kwantylowymi, ale nie są porównywalne ze standardowymi współczynnikami determinacji. Te ostatnie oparte są na wariancji odchyleń kwadratowych, natomiast wartości dobroci dopasowania dla regresji kwantylowej oparte są na odchyleniach bezwzględnych. Wartości dobroci dopasowania zawsze będą mniejsze niż wartości R².

## model kwantylowy
model1 <- rq(mpg ~ disp + hp + factor(am),tau = 0.5, data = mtcars)
reszty1 <- resid(model1)

## bezwarunkowy (pusty) model kwantylowy
model2 <- rq(mpg ~ 1, tau = 0.5,data=mtcars)
reszty2 <- resid(model2)

goodfit(reszty1, reszty2, 0.5)

## [1] 0.5403311

## r2 modelu KMNK dla porównania
model_lm <- lm(mpg ~ disp + hp + factor(am), data = mtcars)

summary(model_lm)$r.squared

## [1] 0.7992061

Zadanie

Teraz Wasza kolej ;-)

Waszym zadaniem dzisiaj jest zamodelowanie - porównanie KMNK oraz regresji kwantylowej (różno-poziomowej) dla zmiennej “earnings” - wynagrodzenia.

Dobierz i przetestuj predyktory, kwantyle dla modeli. Wykonaj testy różnic współczynnikow dla finalnych modeli.

W przypadku problemów - obejrzyj video tutorial (włącz polskie napisy) oraz wejdź na jego stronę ze źródłami. Możesz również wykorzystać w/w przykłady.

Dane

CPSSW9298 zawiera dane o wynagrodzeniach.

data("CPSSW9298")
dane <- CPSSW9298

Wizualizacja danych

Rozkład wynagrodzen:

wykres0 <- ggplot(dane, aes(x=earnings)) + 
           geom_histogram(bins=30, color="black", fill="pink") +
           xlab("Zarobki") + ylab("Czstosc") +
           ggtitle("Histogram rozkLadu wynagrodzen") +
           xlab("Wynagrodzenia") + ylab("Czestosc")
print(wykres0)

Wynagordzenia o wartości poniżej średniej przeważają w badanej próbie (asymetria prawostr.)

Wynagrodzenia kobiet i mężczyzn:

wykres1 <- ggplot(dane, aes(y=earnings, x=gender, fill=gender)) + 
           geom_boxplot() +
           ggtitle("Wynagrodzenia w podziale na kobiety i mężczyzn") +
           xlab("Płeć") + ylab("Wynagrodzenia") +
           labs(fill="Płeć") 
print(wykres1)

Z wykresu wnioskujemy, że mężczyźni mają wyższe wynagrodzenia względem kobiet.

Wynagrodzenia w zależności od wykształcenia:

wykres2 <- ggplot(dane, aes(y=earnings, x=degree, fill= degree)) + 
           geom_boxplot() +
           ggtitle("Porowanie wynagrodzen w zaleznosci od wyksztalcenia") +
           xlab("Wyksztalcenie") + ylab("Wynagrodzenia") +
           labs(fill="Wyksztalcenie")
print(wykres2)

Osoby z wykształceniem dającym tytuł licencjata dostają wyższe wynagrodzenia względem osób, które ukończyły jedynie szkołę.

Wynagrodzenia w zależności od płci i wykształcenia:

wykres3 <- ggplot(dane, aes(y=earnings, x=degree, fill=gender)) + 
           geom_boxplot() +
           ggtitle("Porówanie wynagrodzeń kobiet i mężczyzn w zależności od wykształcenia") +
           xlab("Wykształcenie") + ylab("Wynagrodzenia") +
           labs(fill="Płeć")
print(wykres3)

Najwyższe wynagrodzenia dostają mężczyźni majacy licencjat, a najniższe kobiety, które skończyły szkołę średnią.

Regresja KMNK

Model MNK: Zmienną objaśniana to wynagrodzenia, zmienne objaśniające to wiek, stopień wykształcenia oraz płeć.

kmnk <- lm(earnings ~ age + degree + gender, data = dane)
summary(kmnk)

## 
## Call:
## lm(formula = earnings ~ age + degree + gender, data = dane)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -15.023  -3.735  -0.819   2.755  33.526 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     1.70477    0.52435   3.251  0.00115 ** 
## age             0.33245    0.01740  19.106  < 2e-16 ***
## degreebachelor  4.91123    0.09938  49.418  < 2e-16 ***
## genderfemale   -2.24217    0.09902 -22.643  < 2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 5.665 on 13497 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.1877, Adjusted R-squared:  0.1876 
## F-statistic:  1040 on 3 and 13497 DF,  p-value: < 2.2e-16

Z wyników można odczytać, iż na poziom wyngrodzeń statystycznie istotnie wpływają: wiek, posiadanie ukończonych studiów z końcowym tytułem licencjackim oraz płeć kobieca.

Regresja kwantylowa

Model regresji kwantylowej: Dla pierwszego (Q1=0,25), drugiego (Q2=0,5) i trzeciego kwartyla (Q3=0,75). Zmienne takie same jak w modelu wyżej.

kwantyle <- c(0.25, 0.50, 0.75)
reg_kwantylowa <- rq(earnings ~ age + degree + gender , tau = kwantyle, data = dane)
summary(reg_kwantylowa, se = "boot")

## 
## Call: rq(formula = earnings ~ age + degree + gender, tau = kwantyle, 
##     data = dane)
## 
## tau: [1] 0.25
## 
## Coefficients:
##                Value     Std. Error t value   Pr(>|t|) 
## (Intercept)      2.67308   0.42567    6.27969   0.00000
## age              0.17308   0.01479   11.69994   0.00000
## degreebachelor   3.59188   0.08994   39.93727   0.00000
## genderfemale    -1.32265   0.07598  -17.40751   0.00000
## 
## Call: rq(formula = earnings ~ age + degree + gender, tau = kwantyle, 
##     data = dane)
## 
## tau: [1] 0.5
## 
## Coefficients:
##                Value     Std. Error t value   Pr(>|t|) 
## (Intercept)      1.45427   0.51928    2.80054   0.00511
## age              0.31389   0.01768   17.75384   0.00000
## degreebachelor   4.70043   0.11855   39.65025   0.00000
## genderfemale    -2.12970   0.10951  -19.44804   0.00000
## 
## Call: rq(formula = earnings ~ age + degree + gender, tau = kwantyle, 
##     data = dane)
## 
## tau: [1] 0.75
## 
## Coefficients:
##                Value     Std. Error t value   Pr(>|t|) 
## (Intercept)      1.53846   0.84470    1.82131   0.06858
## age              0.43269   0.02791   15.50048   0.00000
## degreebachelor   5.75962   0.16538   34.82567   0.00000
## genderfemale    -2.97009   0.13562  -21.89938   0.00000

Poziom istotności statystycznej 5%. Dla pierwszego, jak i drugiego kwartyla wszystkie zmienne wpływają istotnie statystcznie, w przypadku trzeciego kwartyla wiek okazał się być staystycznie nieistony.

Weryfikacja statystyczna istotności różnic między pierwszym, drugim i trzecim kwartylem

anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=TRUE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: earnings ~ age + degree + gender
## Joint Test of Equality of Slopes: tau in {  0.25 0.5 0.75  }
## 
##   Df Resid Df F value    Pr(>F)    
## 1  6    40497   90.65 < 2.2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Pierwszy, drugi i trzeci kwartyl łącznie istotnie różnią się od siebie.

anova(reg_kwantylowa, test = "Wald", joint=FALSE)

## Quantile Regression Analysis of Deviance Table
## 
## Model: earnings ~ age + degree + gender
## Tests of Equality of Distinct Slopes: tau in {  0.25 0.5 0.75  }
## 
##                Df Resid Df F value    Pr(>F)    
## age             2    40501  72.465 < 2.2e-16 ***
## degreebachelor  2    40501 117.817 < 2.2e-16 ***
## genderfemale    2    40501  88.771 < 2.2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Uwzględnione w badaniu predyktory wynagrodzeń są oddzielnie różne.

Dobroć dopasowania

Współczynniki dobroci dopasowania regresji kwantylowej (reszty i reszty bezwarunkowej):

# Testy reszt:
reszty0 <- resid(kmnk)

# Bezwarunkowy (pusty) model kwantylowy dla Q2 = 0.5
model2 <- rq(earnings ~ 1, tau = 0.5,data=dane)
reszty2 <- resid(model2)

goodfit(reszty0, reszty2, 0.5)

## [1] 0.09465109

# Bezwarunkowy (pusty) model kwantylowy dla Q3 = 0.75
model3 <- rq(earnings ~ 1, tau = 0.75,data=dane)
reszty3 <- resid(model3)

goodfit(reszty0, reszty3, 0.75)

## [1] 0.01350041

# Współczynnik dterminacji modelu KMNK dla porównania
summary(kmnk)$r.squared

## [1] 0.1877333

Współczynnik determinacji dla regresji liniowej osiągnął najwyższą wartość czyli model najlepiej wyjaśnia badane zjawisko.