رگرسیون پواسون

در آمار، **رگرسیون پواسون** نوعی از تحلیل رگرسیون و زیرمجموعه‌ای از مدل‌های خطی تعمیم‌یافته است که برای تحلیل داده‌های حاصل از شمارش به کار می‌رود. اگر \mathbf{x} \in \mathbb{R}^n برداری از متغیر وابسته و مستقل باشد، فرم زیر را می‌گیرد:

:\log (\operatorname{E}(Y|\mathbf{x}))=\mathbf{a}' \mathbf{x} + b,\,

که در آن \mathbf{a} \in \mathbb{R}^n و b \in \mathbb{R}. می‌توان فرم بالا را به این صورت نیز نوشت:

:\log (\operatorname{E}(Y|\mathbf{x}))= \boldsymbol{\theta}' \mathbf{x},\,

که در آن **x** بردار (\mathbf{n+1})-بعدی از متغیرهاست. با داشتن پارامتر رگرسیون پواسون **<math>\mathbf{\theta}</math>** و بردار ورودی \mathbf{x}، می‌توان پیش‌بینی را به اینصورت بدست آورد:

:\operatorname{E}(Y|\mathbf{x})=e^\left({ \boldsymbol{\theta}' \mathbf{x}}\right).\,

## تخمین پارامترها بر اساس بیشینه درست نمایی
بردار متغیر وابسته x است و \theta پارامتر مدل رگرسیون پوسان است، Y متغیر مستقل است که آنرا با یک توزیع پوسان شبیه‌سازی می‌کنیم که میانگین آن در معادله پایین آمده‌است:

\lambda := \operatorname{E}(Y\mid x)=e^{\theta'x},\,

از این رو تابع احتمال این توزیع برابر است با:

p(y\mid x;\theta) = \frac{\lambda^y}{y!} e^{-\lambda} = \frac{e^{y  \theta' x} e^{-e^{\theta' x}}}{y!}

حال اگر فرض کنیم که m داده داریم یعنی (x_1, y_1), \cdots, (x_m, y_m) و مقادیر متغیر مستقل از مجموعه اعداد طبیعی می‌آید یعنی 
y_1,\ldots,y_m \in \mathbb{N} و متغیرهای وابسته n+1 هستند یعنی x_i \in \mathbb{R}^{n+1}, \, i = 1,\ldots,m آنگاه احتمال متغیرهای مستقل به شرط مشاهده متغیرهای وابسته برابر خواهد شد با:

p(y_1,\ldots,y_m\mid x_1,\ldots,x_m;\theta) = \prod_{i=1}^m \frac{e^{y_i  \theta' x_i} e^{-e^{\theta' x_i}}}{y_i!}.

حال بر حسب اصل بیشینه‌سازی درست نمایی باید به دنبال پارامتری بگردیم که این درست نمایی به بیشترین مقدار خود برسد، یعنی تابع پایین بیشینه شود:

L(\theta\mid X,Y) = \prod_{i=1}^m \frac{e^{y_i \theta' x_i} e^{-e^{\theta' x_i}}}{y_i!}.

از آنجا که تابع لگاریتم مطلقاً صعودی است به‌جای بیشینه کردن تابع درست نمایی می‌توان لگاریتم آن را بیشینه کرد که تابع را ساده‌تر می‌کند. به عبارتی دیگر همان پارامتری که لگاریتم تابع درست نمایی را بیشینه می‌کند، همان پارامتر، خودِ تابع درست نمایی را نیز بیشنه می‌کند. لگاریتم تابع با معادله پایین برابر خواهد شد:

\ell(\theta\mid X,Y) = \log L(\theta\mid X,Y) = \sum_{i=1}^m \left( y_i \theta' x_i - e^{\theta' x_i} - \log(y_i!)\right). 

از آنجا که \sum_{i=1}^m \log(y_i!)  ثابت است و پارامتر \theta  را در خود ندارد می‌توان آنرا از تابع حذف کرد و به تابع پایین رسید

\ell(\theta\mid X,Y) = \sum_{i=1}^m \left( y_i \theta' x_i - e^{\theta' x_i} \right). 

حال برای پیدا کردن بیشینه تابعِ \ell(\theta\mid X,Y)  باید گرادیان آنرا با صفر یکی کرد، یعنی \frac{\partial \ell(\theta\mid X,Y)}{\partial \theta} = 0 . این معادله اما جوابی در فرم بسته ندارد و باید جواب آنرا از روشی دیگر پیدا کرد. از آنجا که -\ell(\theta\mid X,Y)  تابعی محّدب است، می‌توان به پارامتر بهینه یعنی پارامتری که -\ell(\theta\mid X,Y)  را کمینه و \ell(\theta\mid X,Y)  را بیشینه کند با روشهای بهینه‌سازی محّدب مانند گرادیان کاهشی رسید.

## رگرسیون پواسون تنظیم شده
برای جلوگیری از بیش‌برازش در رگرسیون پواسون، جریمه‌ای برای پارامترهای بزرگ در نظر گرفته می‌شود و تابع پایین به‌جای تابع \sum_{i=1}^m \log(p(y_i;e^{\theta' x_i}))  بهینه می‌گردد:

: \sum_{i=1}^m \log(p(y_i;e^{\theta' x_i})) - \lambda \left\|\theta\right\|_2^2

## جستارهای وابسته
* توزیع پواسون
* رگرسیون خطی
* رگرسیون لجیستیک
*رگرسیون لارس
*رگرسیون چندک
* مایکروسافت اکسل
* آر (زبان برنامه‌نویسی)
* ساس (نرم‌افزار)
* اس‌پی‌اس‌اس
*متلب

## منابع
* Cameron, A.C. and P.K. Trivedi (1998). *Regression analysis of count data,* Cambridge University Press. 
* 
* Hilbe, J. M. (2007). *Negative Binomial Regression*, Cambridge University Press. 

رده:اقتصادسنجی
رده:تحلیل رگرسیون
رده:توزیع پواسون
رده:دسته‌بندی داده
رده:مدل خطی تعمیم‌یافته
رده:روش‌های کمی و ریاضی (اقتصاد)