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R语言之Logistic回归分析

时间:2017-03-09 19:45:50      阅读:12177      评论:0      收藏:0      [点我收藏+]

标签:标准   sid   function   响应   水平   res   library   大于   mil   

一、probit回归模型
在R中,可以使用glm函数(广义线性模型)实现,只需将选项binomial选项设为probit即可,并使用summary函数得到glm结果的细节,但是和lm不同,summary对于广义线性模型并不能给出决定系数,需要使用pscl包中的pR2函数得到伪决定系数,然后再使用summary得到细节
> library(RSADBE)
> data(sat)
> pass_probit <- glm(Pass~Sat,data=sat,binomial(probit))
> summary(pass_probit)
> library(pscl)
> pR2(pass_probit)
> predict(pass_probit,newdata=list(Sat=400),type = "response")
> predict(pass_probit,newdata=list(Sat=700),type = "response")

二、logistic回归模型

可使用glm函数和其选项family=binomial拟合logistic回归模型。

> library(RSADBE)
> data(sat)
> pass_logistic <- glm(Pass~Sat,data=sat,family = ‘binomial‘)
> summary.glm(pass_logistic)
> pR2(pass_logistic)
> with(pass_logistic, pchisq(null.deviance - deviance, df.null
+ - df.residual, lower.tail = FALSE))
> confint(pass_logistic)
> predict.glm(pass_logistic,newdata=list(Sat=400),type = "response")
> predict.glm(pass_logistic,newdata=list(Sat=700),type = "response")
> sat_x <- seq(400,700, 10)
> pred_l <- predict(pass_logistic,newdata=list(Sat=sat_x),type="response")
> plot(sat_x,pred_l,type="l",ylab="Probability",xlab="Sat_M")
上述代码解释:
通过glm函数拟合logistic模型,并通过summary.glm得到模型结果细节,其中Null deviance和Residual deviance类似于线性回归模型中的残差平方和,看用来评估拟合优度,Null deviance是没有任何信息的模型的残差,如果自变量对因变量有影响,则Residual deviance应该明显小于Null deviance。
使用pR2函数得到伪决定系数,通过with函数得到模型整体的显著性水平,我们通过summary.glm函数得到了null.deviance、deviance,、df.null、df.residual,使用with函数提取并通过pchisq函数得到偏差为null.deviance - deviance,自由度为df.null - df.residual的P值。

使用confint函数得到回归系数的置信区间,并通过predict.glm预测自变量为400和700时的模型的值。

使用plot函数做模型图。


三、使用Hosmer-Lemeshow拟合优度检验
构造该统计量的步骤为
1.使用分类和拟合函数对拟合值排序
2.将排序后的拟合值分为g组,g的值一般选择6-10
3.找到每组观察和预期的数
4.对这些组进行卡方拟合优度检验。

实现代码为
> pass_hat <- fitted(pass_logistic)
> hosmerlem <- function(y, yhat, g=10)     {
+   cutyhat <- cut(yhat,breaks = quantile(yhat, probs=seq(0,1, 1/g)), include.lowest=TRUE)
+      obs = xtabs(cbind(1 - y, y) ~ cutyhat)
+      expect = xtabs(cbind(1 - yhat, yhat) ~ cutyhat)
+      chisq = sum((obs - expect)^2/expect)
+      P = 1 - pchisq(chisq, g - 2)
+   return(list(chisq=chisq,p.value=P))
+                     }
> hosmerlem(pass_logistic$y, pass_hat)
首先用fitted函数提取拟合值,然后自定义函数进行计算


四、广义线性模型的残差图
广义线性模型的残差和一般线性模型的残差有所不同,但是作用类似
1.响应残差
真实值和拟合值之间的差
2.异常残差
对第i个观测值,异常残差是模型中异常观测值总和的平方根。
3.皮尔逊残差
4.局部残差
5.沃金残差
可以使用residuals函数得到上述残差
    
> library(RSADBE)
> data(sat)
> pass_logistic <- glm(Pass~Sat,data=sat,family = ‘binomial‘)
> par(mfrow=c(1,3), oma=c(0,0,3,0))
> plot(fitted(pass_logistic), residuals(pass_logistic,"response"), col="red", > xlab="Fitted Values", ylab="Response Residuals")
> points(fitted(pass_probit), residuals(pass_probit,"response"), col="green")
> abline(h=0)
> plot(fitted(pass_logistic), residuals(pass_logistic,"deviance"), col="red", > xlab="Fitted Values", ylab="Deviance Residuals")
> points(fitted(pass_probit), residuals(pass_probit,"deviance"), col="green")
> abline(h=0)
> plot(fitted(pass_logistic), residuals(pass_logistic,"pearson"), col="red",   xlab="Fitted Values", ylab="Pearson Residuals")
> points(fitted(pass_probit), residuals(pass_probit,"pearson"), col="green")
> abline(h=0)
> title(main="Response, Deviance, and Pearson Residuals Comparison for the Logistic and > Probit Models",outer=TRUE)

上述代码分别计算了响应残差、异常残差和皮尔逊残差并作图


五、广义线性模型的影响点和杠杆点
和一般线性模型基本一样,广义线性模型也是使用hatvalues、cooks.distance、dfbetas、dffits计算影响点和杠杆点,但是判断标准有所改变
1.hatvalues值大于2(p+1)/2,可认为观测值有杠杆效应
2.Cooks距离比F分布的10%分位数大,可认为该观测值对参数估计有影响,如果超出50%分位数,则认为是强影响点
3.dfbetas、dffits的经验法则是,如果绝对值大于1,则认为观测值对协变量存在影响

> hatvalues(pass_logistic)
> cooks.distance(pass_logistic)
> dfbetas(pass_logistic)
> dffits(pass_logistic)
> cbind(hatvalues(pass_logistic),cooks.distance(pass_logistic),
dfbetas(pass_logistic),dffits(pass_logistic))
> hatvalues(pass_logistic)>2*(length(pass_logistic$coefficients)-1)
/length(pass_logistic$y)
> cooks.distance(pass_logistic)>qf(0.1,length(pass_logistic$coefficients),
length(pass_logistic$y)-length(pass_logistic$coefficients))
> cooks.distance(pass_logistic)>qf(0.5,length(pass_logistic$coefficients),
length(pass_logistic$y)-length(pass_logistic$coefficients))
> par(mfrow=c(1,3))
> plot(dfbetas(pass_logistic)[,1],ylab="DFBETAS - INTERCEPT")
> plot(dfbetas(pass_logistic)[,2],ylab="DFBETAS - SAT")
> plot(dffits(pass_logistic),ylab="DFFITS")

R语言之Logistic回归分析

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原文地址:http://www.cnblogs.com/xmdata-analysis/p/6527002.html

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