Projection orthogonale et moindres carrés
le meilleur Xb est l'ombre de y sur le plan : le résidu tombe à angle droit
1 · CRITÈRE
$$\hat\beta=\arg\min_{b\in\mathbb{R}^p}\ \|y-Xb\|^2
\iff X^\top\big(y-X\hat\beta\big)=0
\iff \hat y=X\hat\beta=\underbrace{X(X^\top X)^{-1}X^\top}_{H}\,y$$
2 · À TOI : DÉPLACE Xb DANS LE PLAN
\(\mathbb{R}^3\) et le plan \(\mathrm{Im}\,X=\mathrm{vect}(x_1,x_2)\) : glisse le point bleu \(Xb\), glisse ailleurs pour tourner la vue
critère \(\|y-Xb\|^2\) dans le plan des coefficients \((b_1,b_2)\) : glisse aussi ici
\(n=3\) observations, \(X=(x_1\ x_2)\) avec \(x_1=\mathbf{1}=(1,1,1)^\top\) (constante) et \(x_2=t=(\bar t-1,\ \bar t,\ \bar t+1)^\top\) : la régression \(y_i\approx b_1+b_2t_i\). Quadrillage du plan : droites \(b_1=\text{cte}\) et \(b_2=\text{cte}\). Flèches ← → ↑ ↓ pour bouger \(b\) (Maj : plus vite).
3 · RAPPELS
- Équations normales : \(X^\top X\hat\beta=X^\top y\), solution unique si les colonnes de \(X\) sont indépendantes. Elles disent \(\langle x_j,\,y-\hat y\rangle=0\) pour chaque colonne ; avec la constante \(x_1=\mathbf 1\), la somme des résidus est nulle.
- \(H=X(X^\top X)^{-1}X^\top\) est le projecteur orthogonal sur \(\mathrm{Im}\,X\) : \(H^2=H\), \(H^\top=H\), \(\operatorname{tr}H=p\) ; son complément \(I-H\) projette sur l'orthogonal, de dimension \(n-p\) (ici une droite : le résidu a une seule direction possible).
- Pythagore, pour tout \(b\) : $$\|y-Xb\|^2=\|y-\hat y\|^2+\|X(b-\hat\beta)\|^2=\|y-\hat y\|^2+(b-\hat\beta)^\top X^\top X\,(b-\hat\beta).$$ Les lignes de niveau du critère sont des ellipses centrées en \(\hat\beta\) : ce sont les cercles de centre \(\hat y\) du plan, lus dans les coordonnées \(b\).
- \(\hat y\) ne dépend que du plan, pas de sa base : décentrer \(t\) ne bouge ni \(\hat y\) ni le résidu, seulement les coefficients (\(\hat\beta_1=\bar y-\hat\beta_2\bar t\)). Plus \(\bar t\) est grand, plus \(x_1\) et \(x_2\) sont proches et plus les ellipses s'allongent : c'est la colinéarité.
- Avec la constante, Pythagore dans \(\mathbf 1^\perp\) donne l'analyse de variance \(\|y-\bar y\mathbf 1\|^2=\|\hat y-\bar y\mathbf 1\|^2+\|y-\hat y\|^2\), et \(R^2\) est le carré du cosinus de l'angle entre \(y-\bar y\mathbf 1\) et \(\hat y-\bar y\mathbf 1\).