然而,glm需要一个额外的参数:family,它指定了结果变量的假设分布;在family中我们还需要指定链接函数。family的默认值是gaussian(link = "identity"),这导致了一个线性模型,相当于由lm指定的模型。在二元逻辑回归的情况下,glm要求我们指定一个带有logit链接的二项分布,即family = binomial(link = "logit") 。 glm(...
然而,glm需要一个额外的参数:family,它指定了结果变量的假设分布;在family中我们还需要指定链接函数。family的默认值是gaussian(link = "identity"),这导致了一个线性模型,相当于由lm指定的模型。在二元逻辑回归的情况下,glm要求我们指定一个带有logit链接的二项分布,即family = binomial(link = "logit") 。 glm(...
> lgst<-glm(testdata$species~pl,binomial(link='logit'),data=testdata) Warning messages: 1: glm.fit:算法没有聚合 2: glm.fit:拟合機率算出来是数值零或一 >summary(lgst) Call: glm(formula = testdata$species ~ pl, family =binomial(link ="logit"), data = testdata) Deviance Residuals: ...
然而,glm需要一个额外的参数:family,它指定了结果变量的假设分布;在family中我们还需要指定链接函数。family的默认值是gaussian(link = "identity"),这导致了一个线性模型,相当于由lm指定的模型。在二元逻辑回归的情况下,glm要求我们指定一个带有logit链接的二项分布,即family = binomial(link = "logit") 。 glm(...
family = binomial(link = "logit")) 1. 2. 解释 从上面的总结输出中,我们可以看到,性别对学生留级的概率有正向和显著的预测,而学前教育则有负向和显著的预测。具体来说,与女孩相比,男孩更有可能留级。以前上过学的学生不太可能导致留级。 为了解释参数估计值,我们需要对估计值进行指数化处理。
glm(formula,family=binomial(link="logit")) 解释 从上面的总结输出中,我们可以看到,性别对学生留级的概率有正向和显著的预测,而学前教育则有负向和显著的预测。具体来说,与女孩相比,男孩更有可能留级。以前上过学的学生不太可能导致留级。 为了解释参数估计值,我们需要对估计值进行指数化处理。
服从Binomial(Logit−1(β0+β1X))Pr(D=1|x)=f(X=x|D=1)×Pr(D=1)f(X=x|D=1)×Pr...
然而,glm需要一个额外的参数:family,它指定了结果变量的假设分布;在family中我们还需要指定链接函数。family的默认值是gaussian(link = "identity"),这导致了一个线性模型,相当于由lm指定的模型。在二元逻辑回归的情况下,glm要求我们指定一个带有logit链接的二项分布,即family = binomial(link = "logit") 。
family = binomial(link = "logit")) 1. 2. 解释 从上面的总结输出中,我们可以看到,性别对学生留级的概率有正向和显著的预测,而学前教育则有负向和显著的预测。具体来说,与女孩相比,男孩更有可能留级。以前上过学的学生不太可能导致留级。 为了解释参数估计值,我们需要对估计值进行指数化处理。
Logistic回归中假设响应变量服从二项分布,参数family设置为binomial,连接函数link设置为logit,我们以AER包中的Affairs数据集作为例子。该数据集是关于婚姻出轨,其中affairs变量表示出轨次数,数据集中还包括结婚时间、教育、宗教等其它变量。由于affairs为正整数,为了进行Logistic回归先要将其转化为二元变量。