Частина з циклу Статистика
Баєсова статистика
Теорія
Апостеріорна ймовірність Апостеріорний прогнозний розподіл[en] Апріорна ймовірність Баєсів інформаційний критерій Баєсова ефективність[en] Баєсова ймовірність Баєсова мережа Баєсове висновування Гіперапріорний розподіл[en] Гіперпараметр Емпіричний баєсів метод[en] Імовірний інтервал Інтерпретації ймовірності Коефіцієнт Баєса Оцінка апостеріорного максимуму Правдоподібність Правило Баєса Правило Кромвеля[en] Прийнятне правило рішення[en] Принцип максимальної ентропії[en] Принцип недостатнього обґрунтування[en] Спряжений апріорний розподіл Теорема Баєса Теорема Бернштайна — фон Мізеса[de]
Методи
Баєсова лінійна регресія Баєсова оцінка Приблизне баєсове обчислення
п о р

Частина з циклу Статистика
Регресійний аналіз
Моделі
Лінійна регресія Проста лінійна регресія Звичайні найменші квадрати[en] Поліноміальна регресія Загальна лінійна модель
Узагальнена лінійна модель[en] Дискретний вибір Логістична регресія Поліноміальний логіт[en] Змішаний логіт[en] Пробіт[en] Поліноміальний пробіт[en] Впорядкований логіт[en] Впорядкований пробіт[en] Пуассон
Багаторівнева модель[en] Фіксовані рівні факторів[en] Випадкові рівні факторів[en] Змішана модель
Нелінійна регресія[en] Непараметрична[en] Напівпараметрична[en] Робастна[en] Квантильна[en] Ізотонічна[en] Головні компоненти[en] Найменші кути[en] Локальна[en] Сегментована[en]
Похибки вимірювань[en]
Оцінка
Найменші квадрати Звичайні найменші квадрати[en] Лінійні[en] Частинні[en] Повні[en] Узагальнені[en] Зважені[en] Нелінійні[en] Невід'ємні[en] Ітеративно перезважувані[en] Регуляризація Тихонова
Найменших модулів[en] Баєсова Баєсова багатовимірна[en]
Підґрунтя
Перевірка регресійних моделей[en] Середній та передбачуваний відгук[en] Похибки та залишки Допасованість Студентизований залишок Теорема Гаусса — Маркова
п о р

Ба́єсова ліні́йна регре́сія в статистиці — це підхід до лінійної регресії, в якому статистичний аналіз застосовується в контексті баєсового висновування. Якщо помилки регресійної моделі мають нормальний розподіл і якщо розглядається певна форма апріорного розподілу, то для апостеріорного розподілу ймовірності параметрів моделі доступні точні результати.

Розгляньмо стандартну задачу лінійної регресії, в якій для ${\displaystyle i=1,...,n}$ ми вказуємо умовну ймовірність ${\displaystyle y_{i}}$ для заданого вектора ${\displaystyle k\times 1}$ провісників ${\displaystyle \mathbf {x} _{i}}$:

${\displaystyle y_{i}=\mathbf {x} _{i}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\beta }}+\epsilon _{i},}$

де ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ є вектором завдовжки ${\displaystyle k\times 1}$, а ${\displaystyle \epsilon _{i}}$ є незалежними однаково розподіленими випадковими величинами з нормальним розподілом:

${\displaystyle \epsilon _{i}\sim N(0,\sigma ^{2}).}$

Це відповідає такій функції правдоподібності:

${\displaystyle \rho (\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2})\propto (\sigma ^{2})^{-n/2}\exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})\right).}$

Розв'язком звичайних найменших квадратів^[en] є оцінка вектора коефіцієнтів за допомогою псевдообернення Мура-Пенроуза:

${\displaystyle {\hat {\boldsymbol {\beta }}}=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} )^{-1}\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {y} }$

де ${\displaystyle \mathbf {X} }$ є матрицею плану^[en] ${\displaystyle n\times k}$, кожен з рядків якої є вектором провісників ${\displaystyle \mathbf {x} _{i}^{\rm {T}}}$, а ${\displaystyle \mathbf {y} }$ є вектором-стовпцем ${\displaystyle [y_{1}\;\cdots \;y_{n}]^{\rm {T}}}$.

Це є частотним підходом, що передбачає наявність достатньої кількості вимірювань, щоби сказати щось суттєве про ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$. За баєсового ж підходу дані надаються з додатковою інформацією у вигляді апріорного розподілу ймовірності. Ці апріорні переконання про параметри поєднуються з функцією правдоподібності даних згідно з теоремою Баєса для отримання апостеріорного переконання про параметри ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ та ${\displaystyle \sigma }$. Це апріорне може мати різний функціональний вигляд в залежності від області визначення та інформації, що доступна апріорі.

Для довільного апріорного розподілу може не існувати аналітичного розв'язку задачі пошуку апостеріорного розподілу. В цьому розділі ми розглянемо так зване спряжене апріорне, для якого апостеріорний розподіл може бути виведено аналітично.

Апріорне ${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2})}$ є спряженим до функції правдоподібності, якщо вона має такий самий функційний вигляд по відношенню до ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ та ${\displaystyle \sigma }$. Оскільки логарифмічна правдоподібність є квадратичною в ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$, логарифмічна правдоподібність переписується так, що правдоподібність стає нормальною в ${\displaystyle ({\boldsymbol {\beta }}-{\hat {\boldsymbol {\beta }}})}$. Запишімо

${\displaystyle {\begin{aligned}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})&=(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}})\\&+({\boldsymbol {\beta }}-{\hat {\boldsymbol {\beta }}})^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} )({\boldsymbol {\beta }}-{\hat {\boldsymbol {\beta }}}).\end{aligned}}}$

Логарифмічна правдоподібність тепер переписується як

${\displaystyle {\begin{aligned}\rho (\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2})&\propto (\sigma ^{2})^{-v/2}\exp \left(-{\frac {vs^{2}}{2{\sigma }^{2}}}\right)(\sigma ^{2})^{-(n-v)/2}\\&\times \exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}({\boldsymbol {\beta }}-{\hat {\boldsymbol {\beta }}})^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} )({\boldsymbol {\beta }}-{\hat {\boldsymbol {\beta }}})\right),\end{aligned}}}$

де

${\displaystyle vs^{2}=(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}}),}$ та ${\displaystyle v=n-k,}$

де ${\displaystyle k}$ є кількістю коефіцієнтів регресії.

Це підказує такий вигляд апріорного:

${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2})=\rho (\sigma ^{2})\rho ({\boldsymbol {\beta }}|\sigma ^{2}),}$

де ${\displaystyle \rho (\sigma ^{2})}$ є оберненим гамма-розподілом

${\displaystyle \rho (\sigma ^{2})\propto (\sigma ^{2})^{-(v_{0}/2+1)}\exp \left(-{\frac {v_{0}s_{0}^{2}}{2{\sigma }^{2}}}\right).}$

У записі, запропонованому в статті про обернений гамма-розподіл, це є густиною розподілу ${\displaystyle {\text{Inv-Gamma}}(a_{0},b_{0})}$ з ${\displaystyle a_{0}=v_{0}/2}$ та ${\displaystyle b_{0}={\frac {1}{2}}v_{0}s_{0}^{2}}$ з ${\displaystyle v_{0}}$ та ${\displaystyle s_{0}^{2}}$ як апріорних значень ${\displaystyle v}$ та ${\displaystyle s^{2}}$ відповідно. Рівносильно, це також може бути описано як зважений обернений розподіл хі-квадрат^[en], ${\displaystyle {\mbox{Scale-inv-}}\chi ^{2}(v_{0},s_{0}^{2}).}$

Далі густина умовного апріорного ${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }}|\sigma ^{2})}$ є нормальним розподілом,

${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }}|\sigma ^{2})\propto (\sigma ^{2})^{-k/2}\exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})^{\rm {T}}\mathbf {\Lambda } _{0}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})\right).}$

У записі нормального розподілу густина умовного апріорного є ${\displaystyle {\mathcal {N}}\left({\boldsymbol {\mu }}_{0},\sigma ^{2}\mathbf {\Lambda } _{0}^{-1}\right).}$

Із вже визначеним апріорним, апостеріорний розподіл може бути виражено як

${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2}|\mathbf {y} ,\mathbf {X} )\propto \rho (\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2})\rho ({\boldsymbol {\beta }}|\sigma ^{2})\rho (\sigma ^{2})}$

${\displaystyle \propto (\sigma ^{2})^{-n/2}\exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})\right)}$

${\displaystyle \times (\sigma ^{2})^{-k/2}\exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})\right)}$

${\displaystyle \times (\sigma ^{2})^{-(a_{0}+1)}\exp \left(-{\frac {b_{0}}{{\sigma }^{2}}}\right).}$

За певного переформулювання^[1] апостеріорне може бути переписано так, що апостеріорне середнє ${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{n}}$ вектора параметрів ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ може бути виражено в термінах оцінки найменших квадратів ${\displaystyle {\hat {\boldsymbol {\beta }}}}$ та апріорного середнього ${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{0}}$, де підтримка апріорного вказується матрицею точності апріорного ${\displaystyle {\boldsymbol {\Lambda }}_{0}}$

${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{n}=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0})^{-1}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}}+{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}).}$

Для підтвердження того, що ${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{n}}$ дійсно є апостеріорним середнім, квадратні члени в експоненті може бути переформульовано як квадратичну форму^[en] в ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{n}}$.^[2]

${\displaystyle (\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})^{\rm {T}}(\mathbf {y} -\mathbf {X} {\boldsymbol {\beta }})+({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{0})=}$

${\displaystyle ({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{n})^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0})({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{n})+\mathbf {y} ^{\rm {T}}\mathbf {y} -{\boldsymbol {\mu }}_{n}^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}){\boldsymbol {\mu }}_{n}+{\boldsymbol {\mu }}_{0}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}.}$

Тепер апостеріорне може бути виражено як добуток нормального розподілу на обернений гамма-розподіл:

${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2}|\mathbf {y} ,\mathbf {X} )\propto (\sigma ^{2})^{-k/2}\exp \left(-{\frac {1}{2{\sigma }^{2}}}({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{n})^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +\mathbf {\Lambda } _{0})({\boldsymbol {\beta }}-{\boldsymbol {\mu }}_{n})\right)}$

${\displaystyle \times (\sigma ^{2})^{-(n+2a_{0})/2-1}\exp \left(-{\frac {2b_{0}+\mathbf {y} ^{\rm {T}}\mathbf {y} -{\boldsymbol {\mu }}_{n}^{\rm {T}}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}){\boldsymbol {\mu }}_{n}+{\boldsymbol {\mu }}_{0}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}}{2{\sigma }^{2}}}\right).}$

Отже, апостеріорний розподіл може бути параметризовано таким чином.

${\displaystyle \rho ({\boldsymbol {\beta }},\sigma ^{2}|\mathbf {y} ,\mathbf {X} )\propto \rho ({\boldsymbol {\beta }}|\sigma ^{2},\mathbf {y} ,\mathbf {X} )\rho (\sigma ^{2}|\mathbf {y} ,\mathbf {X} ),}$

де ці два множники відповідають густинам розподілів ${\displaystyle {\mathcal {N}}\left({\boldsymbol {\mu }}_{n},\sigma ^{2}{\boldsymbol {\Lambda }}_{n}^{-1}\right)}$ та ${\displaystyle {\text{Inv-Gamma}}\left(a_{n},b_{n}\right)}$, з їхніми параметрами, що задаються як

${\displaystyle {\boldsymbol {\Lambda }}_{n}=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +\mathbf {\Lambda } _{0}),\quad {\boldsymbol {\mu }}_{n}=({\boldsymbol {\Lambda }}_{n})^{-1}(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}}+{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}),}$

${\displaystyle a_{n}=a_{0}+{\frac {n}{2}},\qquad b_{n}=b_{0}+{\frac {1}{2}}(\mathbf {y} ^{\rm {T}}\mathbf {y} +{\boldsymbol {\mu }}_{0}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}-{\boldsymbol {\mu }}_{n}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{n}{\boldsymbol {\mu }}_{n}).}$

Це може інтерпретуватися як баєсове навчання, де параметри уточнюються відповідно до наступних рівнянь.

${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{n}=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0})^{-1}({\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}+\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} {\hat {\boldsymbol {\beta }}})=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0})^{-1}({\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}+\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {y} ),}$

${\displaystyle {\boldsymbol {\Lambda }}_{n}=(\mathbf {X} ^{\rm {T}}\mathbf {X} +{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}),}$

${\displaystyle a_{n}=a_{0}+{\frac {n}{2}},}$

${\displaystyle b_{n}=b_{0}+{\frac {1}{2}}(\mathbf {y} ^{\rm {T}}\mathbf {y} +{\boldsymbol {\mu }}_{0}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{0}{\boldsymbol {\mu }}_{0}-{\boldsymbol {\mu }}_{n}^{\rm {T}}{\boldsymbol {\Lambda }}_{n}{\boldsymbol {\mu }}_{n}).}$

Свідчення моделі ${\displaystyle p(\mathbf {y} |m)}$ є ймовірністю даних за заданої моделі ${\displaystyle m}$. Воно також відоме як відособлена правдоподібність, а також як передбачувана апріорна густина. Тут модель визначається функцією правдоподібності ${\displaystyle p(\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma )}$ та апріорним розподілом параметрів, тобто, ${\displaystyle p({\boldsymbol {\beta }},\sigma )}$. Свідчення моделі фіксує одним числом, наскільки гарно така модель пояснює ці спостереження. Свідчення моделі баєсової лінійної регресії, представлене в цьому розділі, може застосовуватись для порівняння конкурентних лінійних моделей баєсовим порівнянням моделей. Ці моделі можуть відрізнятися як кількістю та значеннями змінних-провісників, так і своїми апріорними параметрами моделі. Складність моделі вже враховано свідченням моделі, оскільки воно відособлює параметри інтегруванням ${\displaystyle p(\mathbf {y} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma |\mathbf {X} )}$ над усіма можливими значеннями ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ та ${\displaystyle \sigma }$.

${\displaystyle p(\mathbf {y} |m)=\int p(\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma )\,p({\boldsymbol {\beta }},\sigma )\,d{\boldsymbol {\beta }}\,d\sigma }$

Цей інтеграл може бути обчислено аналітично, а розв'язок представлено наступним рівнянням.^[3]

${\displaystyle p(\mathbf {y} |m)={\frac {1}{(2\pi )^{n/2}}}{\sqrt {\frac {\det({\boldsymbol {\Lambda }}_{0})}{\det({\boldsymbol {\Lambda }}_{n})}}}\cdot {\frac {b_{0}^{a_{0}}}{b_{n}^{a_{n}}}}\cdot {\frac {\Gamma (a_{n})}{\Gamma (a_{0})}}}$

Тут ${\displaystyle \Gamma }$ позначає гамма-функцію. Оскільки ми обрали спряжене апріорне, то відособлену правдоподібність також може бути легко обчислено розв'язанням наступного рівняння для довільних значень ${\displaystyle {\boldsymbol {\beta }}}$ та ${\displaystyle \sigma }$.

${\displaystyle p(\mathbf {y} |m)={\frac {p({\boldsymbol {\beta }},\sigma |m)\,p(\mathbf {y} |\mathbf {X} ,{\boldsymbol {\beta }},\sigma ,m)}{p({\boldsymbol {\beta }},\sigma |\mathbf {y} ,\mathbf {X} ,m)}}}$

Зауважте, що це рівняння є ні чим іншим, як переформулюванням теореми Баєса. Підставлення формул для апріорного, правдоподібності та апостеріорного, та спрощення отримуваного виразу ведуть до аналітичного виразу, наведеного вище.

Виводити апостеріорний розподіл аналітично в загальному випадку може бути неможливо або непрактично. Проте можливо наближувати апостеріорне методом приблизного баєсового висновування, таким як вибірка Монте-Карло^[4] або варіаційні баєсові методи^[en].

Особливий випадок ${\displaystyle {\boldsymbol {\mu }}_{0}=0,\mathbf {\Lambda } _{0}=c\mathbf {I} }$ називається гребеневою регресією.

Схожий аналіз може виконуватись для загального випадку багатовимірної регресії, і його частина забезпечує баєсову оцінку коваріаційних матриць^[en]: див. багатовимірну баєсову лінійну регресію^[en].

• Баєсова лінійна статистика^[en]
• Регуляризація Тихонова

• Box, G. E. P.; Tiao, G. C. (1973). Bayesian Inference in Statistical Analysis. Wiley. ISBN 0-471-57428-7. (англ.)
• Carlin, Bradley P. and Louis, Thomas A. (2008). Bayesian Methods for Data Analysis, Third Edition. Boca Raton, FL: Chapman and Hall/CRC. ISBN 1-58488-697-8. (англ.)
• O'Hagan, Anthony (1994). Bayesian Inference. Kendall's Advanced Theory of Statistics. Т. 2B (вид. First). Halsted. ISBN 0-340-52922-9. (англ.)
• Gelman, Andrew^[en], Carlin, John B., Stern, Hal S. and Rubin, Donald B. (2003). Bayesian Data Analysis, Second Edition. Boca Raton, FL: Chapman and Hall/CRC. ISBN 1-58488-388-X. (англ.)
• Walter Gero. Bayesian Linear Regression—Different Conjugate Models and Their (In)Sensitivity to Prior-Data Conflict. — 2009. Архівовано з джерела 5 січня 2015. Процитовано 10 вересня 2015. (англ.)
• Goldstein, Michael; Wooff, David (2007). Bayes Linear Statistics, Theory & Methods. Wiley. ISBN 978-0-470-01562-9. (англ.)
• Fahrmeir, L., Kneib, T., and Lang, S. (2009). Regression. Modelle, Methoden und Anwendungen (вид. Second). Heidelberg: Springer. doi:10.1007/978-3-642-01837-4. ISBN 978-3-642-01836-7. (англ.)
• Rossi, Peter E.; Allenby, Greg M.; McCulloch, Robert (2006). Bayesian Statistics and Marketing. John Wiley & Sons. ISBN 0470863676. (англ.)
• Thomas P. Minka (2001) Bayesian Linear Regression [Архівовано 26 жовтня 2008 у Wayback Machine.], Microsoft research web page (англ.)

• Bayesian estimation of linear models (R programming wikibook). Реалізація баєсової лінійної регресії мовою R.