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La regressione lineare trivariata. Studiare la relazione tra due variabili parametriche. Quando si hanno due variabili parametriche é possibile rappresentare.

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Presentazione sul tema: "La regressione lineare trivariata. Studiare la relazione tra due variabili parametriche. Quando si hanno due variabili parametriche é possibile rappresentare."— Transcript della presentazione:

1 La regressione lineare trivariata

2 Studiare la relazione tra due variabili parametriche. Quando si hanno due variabili parametriche é possibile rappresentare graficamente i dati su un piano cartesiano realizzando un diagramma di dispersione.

3 Studiare la relazione tra due variabili parametriche. il diagramma di dispersione fornisce una indicazione intuitiva del tipo di relazione che sussiste tra la variabile indipendente (detta anche variabile esplicativa, o predittore, in ascissa) e la variabile dipendente (detta anche criterio, in ordinata).

4 Studiare la relazione tra due variabili parametriche. La regressione lineare è quindi un esempio di disegno di ricerca correlazionale.

5 Diagramma di dispersione: andamento lineare Peso (kg) altezza (cm)

6 Diagramma di dispersione: andamento quadratico Punteggio ad un test di memoria semantica età (anni)

7 Diagramma di dispersione: assenza di relazione Fluenza verbale reddito

8 La rumorosità dei dati. I dati di un esperimento possono essere tuttavia molto rumorosi perché la variabilità tra soggetti é normalmente molto alta.

9 La rumorosità dei dati. Esempio: riportiamo una misura di Informazione in funzione delletà in un campione di 156 soggetti di età compresa tra 20 e 75 anni; sovrapposto ai dati abbiamo un fit (modello di interpolazione dei dati) di tipo lineare ed un fit quadratico.

10 La rumorosità dei dati.

11 Normalmente la sola ispezione visiva del diagramma di dispersione dei dati non é sufficiente per valutare lentità e la significatività della relazione tra le variabili.

12 La correlazione test-retest. Un diagramma test-retest riporta i risultati di due somministrazioni dello stesso compito. In ascisse troviamo la performance alla prima somministrazione ed in ordinata la performance alla seconda. Ogni punto rappresenta i risultati di un singolo soggetto alle due prove.

13 La correlazione test-retest.

14 Lanalisi della correlazione test – retest viene utilizzata per studiare la riproducibilità di un risultato sullo stesso campione di soggetti, oppure nella fase di validazione di uno strumento di misura.

15 Il modello di regressione lineare. Il procedimento di stima di una relazione lineare bivariata prende il nome di analisi della regressione lineare.

16 Il modello di regressione lineare. Il modello di analisi dei dati prevede lesistenza di una relazione lineare tra variabile dipendente Y e predittore X, che consente di fare previsioni sui valori che assume la variabile dipendente Y anche in corrispondenza di valori di X non effettivamente misurati (interpolazione lineare).

17 Il modello di di regressione lineare. Il modello di regressione lineare é il seguente: Y i = a + b YX X i + e i dove a é lintercetta, b YX é il coefficiente di regressione ed e i é lerrore di predizione o residuo.

18 Il modello di regressione lineare. Il modello di regressione lineare é il seguente: Y i = a + b YX X i + e i dove a é lintercetta, b YX é il coefficiente di regressione ed e i é lerrore di predizione o residuo.

19 La retta di regressione. La retta di regressione = a + b YX X stima una media condizionale di Y, cioé un valore atteso di Y dato uno specifico valore della X.

20 I residui. Il residuo é pari alla differenza tra valore osservato e valore predetto dal modello lineare: e i = Y i - i

21 Il modello di regressione Lanalisi della regressione lineare permette di rappresentare in maniera sintetica un insieme di coppie di dati attraverso la stima dei parametri della regressione, a e b YX.

22 Stima dei parametri Un metodo comunemente usato per la stima dei parametri della regressione é il metodo dei minimi quadrati ordinarii (OLS=Orderly Least Squares) che consiste nello scegliere i valori di a e b YX che rendono minima la somma dei residui al quadrato.

23 Stimatori O.L.S. Il metodo dei minimi quadrati si applica sotto lipotesi che i valori di Y siano distribuiti in maniera normale attorno al valore predetto dalla retta di regressione. Questo prerequisito si verifica attraverso lanalisi dei residui.

24 Stimatori O.L.S. Calcolando esplicitamente con questo metodo si ottengono gli stimatori OLS dei parametri della regressione lineare: b YX = Cov(X,Y)/Var(X) a = - b YX

25 La Covarianza la covarianza tra due variabili è il valore atteso del prodotto dei rispettivi scarti dalla media: Cov(X,Y) = )(Y - )> Quando tra X ed Y non vi é alcuna relazione, Cov(X,Y)=0 e la retta di regressione, Y=a, é parallela allasse delle ascisse.

26 Covarianza e regressione Quando tra X ed Y non vi é alcuna relazione si ha Cov(X,Y)=0 e la retta di regressione Y=a é parallela allasse delle ascisse.

27 Esempio: lesperimento di Shepard sulle rotazioni mentali In questo famoso esperimento si mostra che le operazioni sulle immagini mentali possono essere cronometrate come se si trattasse di operazioni su variabili fisiche.

28 Esempio: lesperimento di Shepard sulle rotazioni mentali Lesperimento richiede di giudicare se due figure tridimensionali complesse sono o no luna limmagine ruotata dellaltra. Si misurano i tempi di reazione (RT in s) in funzione dellangolo di rotazione (in gradi) che separa le due immagini.

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34 La Statistica R.P.E. R.P.E. = Riduzione Proporzionale dellErrore

35 La Statistica R.P.E. Un modello di regressione può essere utilizzato per ridurre lerrore che si commetterebbe inferendo il valore della variabile Y i una volta noto quello della corrispondente osservazione X i. (stima della media condizionata di Y dato X).

36 La Statistica R.P.E. Senza il modello la predizione migliore corrisponde alla media campionaria, per cui su N osservazioni lerrore quadratico complessivo sarebbe SQ TOTALE = i (Y i - ) 2

37 La Statistica R.P.E. La conoscenza del modello di regressione consente di sostituire con un valore Y p i predetto per ogni i, con una conseguente cospicua riduzione dellerrore quadratico di predizione.

38 La Statistica R.P.E. Una statistica di riduzione proporzionale dellerrore, o Statistica RPE, quantifica il miglioramento della predizione ottenuto grazie alla introduzione del modello di predizione (in questo caso la retta di regressione lineare).

39 La Statistica R.P.E. Errore senza la Regola di predizione Errore con la Regola di predizione Errore senza la Regola di predizione

40 La Statistica R.P.E. Una statistica RPE prende valori tra 0 (nessun miglioramento) ed 1 (riduzione totale dellincertezza). I valori intermedi corrispondono a riduzioni parziali dellincertezza della predizione di Y a partire dalle osservazioni di X.

41 La Statistica R.P.E. La statistica RPE della regressione lineare si chiama Coefficiente di determinazione e si indica con R 2 YX

42 La Statistica R.P.E. La differenza di una osservazione Y i dal proprio valore atteso si può scomporre come segue: (Y i - ) = (Y i - Y p i ) + (Y p i - )

43 La Statistica R.P.E. La differenza di una osservazione Y i dal proprio valore atteso si può scomporre come segue: (Y i - ) = (Y i - Y p i ) + (Y p i - ) Scarto dellosservazione dalla predizione Scarto della predizione dalla media campionaria

44 La Statistica R.P.E. La differenza di una osservazione Y i dal proprio valore atteso si può scomporre come segue: (Y i - ) = (Y i - Y p i ) + (Y p i - ) Scarto dellosservazione dalla predizione Scarto della predizione dalla media campionaria

45 La Statistica R.P.E. (Y i - Y p i ) = e i = errore di predizione (Y p i - ) corrisponde alla variazione di Y spiegata dalla sua relazione con la variabile indipendente X.

46 La Statistica R.P.E. SQ TOTALE = i (Y i - ) 2 = = i (Y p i - ) 2 + i (Y i - Y p i ) 2 = = SQ regressione + SQ errore

47 La Statistica R.P.E. R 2 YX = (SQ TOTALE - SQ errore )/ SQ TOTALE R 2 YX = SQ regressione / SQ TOTALE R 2 YX = Cov(X,Y) 2 / Var(X) Var(Y)

48 La Statistica R.P.E. Il valore del coefficiente di determinazione rispecchia la quota di varianza della variabile dipendente Y che é spiegata dalla sua associazione con la variabile indipendente X.

49 La Statistica R.P.E. Esso corrisponde al quadrato del coefficiente di correlazione di Pearson r YX, quindi: r YX = (R 2 YX ) 1/2

50 La Statistica R.P.E. Il valore (1 - R 2 YX ) rappresenta la quota di varianza residua, ovvero non spiegata dalla regressione, e prende il nome di coefficiente di alienazione

51 esempio r=0.89 R 2 =0.79

52 esempio Regr. Lineare: r=0.22 R

53 Il modello di regressione trivariata. Il modello di regressione nel caso trivariato é una estensione del modello di regressione bivariata: Y i = a + b YX1 X 1i + b YX2 X 2i + e i

54 Il modello di regressione trivariata. ATTENZIONE: coefficienti di regressione nel caso multivariato si interpretano diversamente che nel caso bivariato: essi infatti esprimono leffetto di una variabile indipendente nel caso in cui le rimenati siano tenute costanti.

55 Regressione lineare trivariata Esempio: un disegno trivariato in cui i predittori sono: X 1 = durata del trattamento farmacologico X 2 = durata del trattamento psicoterapeutico mentre il criterio é Y = indice della gravità dei sintomi psicotici.

56 Il modello di regressione trivariata. In questo caso b YX1 esprime leffetto che ha sulla gravità dei sintomi la durata del trattamento farmacologico a parità di durata del trattamento psicoterapeutico.

57 Stima dei parametri I parametri del modello possono essere stimati con il metodo dei minimi quadrati ordinari (Stime O.L.S.), come nel caso bivariato.

58 Stima dei parametri Essi assumono una forma complessa che si può esprimere in funzione delle cosiddette correlazioni a coppie, e cioé dei coefficienti di correlazione di Pearson tra coppie di variabili.

59 Stima dei parametri Solo nel caso in cui le due variabili indipendenti NON siano tra loro correlate essi si riducono ad essere proporzionali ai coefficienti di Pearson.

60 Stima dei parametri Caso in cui X 1 e X 2 non sono correlate b YX1 = (Var(X 1 )/Var(Y)) 1/2 r YX1 b YX1 = (Var(X 2 )/Var(Y)) 1/2 r YX2

61 Modello standardizzato Siccome in una analisi multivariata è sempre utile poter confrontare tra loro gli effetti delle variabili indipendenti é conveniente presentare il modello nella sua forma standardizzata Z Y = YX1 Z X1 + YX1 Z X1 + e i

62 Equazione di predizione forma standardizzata: Z Y = YX1 Z X1 + YX1 Z X1 I pesi beta in questo caso vengono detti coefficienti di regressione parziale o partial slopes

63 Pesi beta indicano quale sia la dipendenza di Y da ciascuna della variabili indipendenti presenti nellequazione al netto della dipendenza da tutte le altre.

64 Pesi beta Siccome le variabili indipendenti standardizzate sono espresse nella stessa unità di misura i pesi beta possono essere confrontati tra loro per stabilire ad esempio quale delle due variabili ha un effetto maggiore sulla variabile dipendente.

65 Il coefficiente di determinazione la sua espressione si ricava a partire dalla stessa scomposizione degli scarti utilizzata nel caso bivariato.

66 Il coefficiente di determinazione trivariato R 2 YX1X2 = = (r 2 YX1 + r 2 YX2 - 2 r YX1 r X1X2 )/(1 - r 2 X1X2 ) oppure, in funzione dei pesi beta: R 2 YX1X2 = YX1 r YX1 + YX2 r YX2

67 Il coefficiente di determinazione trivariato R 2 YX1X2 = = (r 2 YX1 + r 2 YX2 - 2 r YX1 r X1X2 )/(1 - r 2 X1X2 ) oppure, in funzione dei pesi beta: R 2 YX1X2 = YX1 r YX1 + YX2 r YX2

68 Il coefficiente di determinazione trivariato per X1 e X2 NON correlate R 2 YX1X2 = (r 2 YX1 + r 2 YX2 ) Solo in questo caso si riduce alla somma delle correlazioni al quadrato!

69 Attenzione! Nel caso generale non si può separare linfluenza di una variabile da quella dellaltra.

70 La significatività di R 2 YX1X e dei parametri del modello Il test di significatività per il coefficiente di determinazione trivariato segue esattamente la stessa logica del caso bivariato, con lopportuna modifica nel conteggio dei gradi di libertà della regressione.

71 La significatività di R 2 YX1X e dei parametri del modello I gradi di libertà della regressione sono 2, e quelli della somma dei quadrati totali, sono N-1-2 = N –3, dove N é il numero delle osservazioni.

72 F di Fisher Si può mostrare che la statistica F di Fisher può essere calcolata direttamente in funzione di R 2 YX1X2 come segue: F 2,N-3 = (SQ REGRESSIONE /2) / (SQ ERRORE /N-3) = (R 2 YX1X2 /2) / [(1 - R 2 YX1X2 )/(N-3)]

73 F di Fisher Su questa stima si esegue il test di inferenza statistica per falsificare lipotesi nulla che il parametro delluniverso stimato dal coefficiente di determinazione sia pari a zero.

74 Significatività dei parametri La significatività statistica dei pesi beta può essere invece stimata utilizzando una variabile t di Student opportunamente definita.

75 Attenzione! Questi test di inferenza statistica sono validi sotto una serie di assunzioni che qui riassumiamo.

76 Assunzione 1 la dipendenza di Y dalle variabili indipendenti deve essere lineare e non ci devono essere variabili rilevanti omesse dal modello

77 Assunzione 2 le variabili indipendenti sono misurate senza errore

78 Assunzione 3 la variabile dipendente deve essere parametrica, mentre quelle indipendenti devono essere parametriche o dicotomiche (variabili dummy)

79 Assunzione 4 le varianze devono essere tutte non nulle

80 Assunzione 5 le variabili indipendenti non devono essere eccessivamente correlate tra loro, cioé non devono essere multicollineari

81 Assunzione 6 i residui devono essere distribuiti normalmente, indipendenti tra loro ed indipendenti dalle osservazioni X

82 Assunzione 7 il campionamento deve essere casuale semplice.

83 ANCOVA Devianza totale Devianza spiegata dalla regressione Devianza non spiegata dalla regressione a. Devianza tra i gruppi b. Devianza residua


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