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Dans le dernier cours de modèle de prévision, la semaine passée, nous avions passé un peu de temps sur l'étude des points aberrants et des points influents. Tout est expliqué dans les slides (avec les codes) donc je ne reviendrais pas dessus. Je pourrais juste évoquer quelques lignes de codes utilisées pour voir l'impact d'une observation sur la régression, en enlevant l'observation de la base, et en regardant ce que ça donne sur la prévision&#62; plot(cars)&#62; text(cars[c(23,49),1],cars[c(23,49),2]+4,c(23,49))&#62; abline(lm(dist~speed,data=cars))&#62; abline(lm(dist~speed,data=cars[-23,]),col="red")&#62; abline(lm(dist~speed,data=cars[-49,]),col="blue")On a ensuite vu les problèmes de choix de modèles, et les méthodes de pénalisation (pénalisation du R2, et de la log-vraisemblance). On a ensuite vu les méthodes automatiques de choix de modèle,&#62; US=read.table("http://freakonometrics.free.fr/US.txt",sep=";")&#62; reg=lm(Murder~.,data=US)&#62; regs=step(reg)Start:  AIC=63.01Murder ~ Population + Income + Illiteracy + Life.Exp + HS.Grad +     Frost + Area             Df Sum of Sq    RSS    AIC- Income      1     0.236 128.27 61.105- HS.Grad     1     0.973 129.01 61.392&#60;none&#62;                    128.03 63.013- Area        1     7.514 135.55 63.865- Illiteracy  1     8.299 136.33 64.154- Frost       1     9.260 137.29 64.505- Population  1    25.719 153.75 70.166- Life.Exp    1   127.175 255.21 95.503Step:  AIC=61.11Murder ~ Population + Illiteracy + Life.Exp + HS.Grad + Frost +     Area             Df Sum of Sq    RSS    AIC- HS.Grad     1     0.763 129.03 59.402&#60;none&#62;                    128.27 61.105- Area        1     7.310 135.58 61.877- Illiteracy  1     8.715 136.98 62.392- Frost       1     9.345 137.61 62.621- Population  1    27.142 155.41 68.702- Life.Exp    1   127.500 255.77 93.613Step:  AIC=59.4Murder ~ Population + Illiteracy + Life.Exp + Frost + Area             Df Sum of Sq    RSS    AIC&#60;none&#62;                    129.03 59.402- Illiteracy  1     8.723 137.75 60.672- Frost       1    11.030 140.06 61.503- Area        1    15.937 144.97 63.225- Population  1    26.415 155.45 66.714- Life.Exp    1   140.391 269.42 94.213Enfin, on a aussi vu le passage au logarithme sur la variable d'intérêt, avec un modèle log-normal,&#62; plot(cars$speed,cars$dist)&#62; regln=lm(log(dist)~speed,data=cars)&#62; summary(regln)Call:lm(formula = log(dist) ~ speed, data = cars)Residuals:     Min       1Q   Median       3Q      Max -1.46604 -0.20800 -0.01683  0.24080  1.01519 Coefficients:            Estimate Std. Error t value Pr(&#62;|t|)    (Intercept)  1.67612    0.19614   8.546 3.34e-11 ***speed        0.12077    0.01206  10.015 2.41e-13 ***---Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1Residual standard error: 0.4463 on 48 degrees of freedomMultiple R-squared:  0.6763,Adjusted R-squared:  0.6696 F-statistic: 100.3 on 1 and 48 DF,  p-value: 2.413e-13&#62; beta=coefficients(regln)&#62; for(x in seq(2,30,by=.1)){+ zhat=beta[1]+beta[2]*x+ yhat=exp(zhat+1/2*0.4463^2)+ points(x,exp(zhat),col="red")+ points(x,yhat,col="blue")+ }&#62; abline(lm(dist~speed,data=cars))Pour comparer les modèles (linéaire versus log-linéaire), on avait suggéré de comparer les résidus des deux modèles,&#62; U=cars$dist - exp(predict(regln)+1/2*0.4463^2)&#62; sd(U)[1] 17.12949&#62; sd(residuals(lm(dist~speed,data=cars)))[1] 15.22184Ce soir, on fini cette première partie du cours, sur les données individuelles.