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1 Office: 1006 Phone:
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3 1.1 (predictor variables)(a.k.a, (independent variables), (regressors)) (response variable)(a.k.a (dependent variable), (explained variable), (regressand) ),,,. Previous Next First Last Back Forward 1
4 Multiple Regression Analysis x 1, x 2,..., x p 1, y y = β 0 + β 1 x 1 + β 2 x β p 1 x p 1 + e β = (β 0, β 1,..., β p 1 ) ( ) x 1,..., x p 1, ( ),. e, e (0, σ 2 ), E(ex i ) = 0, i = 1,..., p 1., n, y i = β 0 + β 1 x i1 + β 2 x i2 + + β p 1 x i(p 1) + e i Previous Next First Last Back Forward 2
5 y 1 1 x 11 x 1(p 1) y 2 1 x 21 x 2(p 1) =..... β + e 1 e 2. y n 1 x n1 x n(p 1) e n Y n 1 = X n p β + ϵ y i, x i1,..., x i(p 1) y, x 1,..., x p 1., : Ee i = 0 V ar(e i ) = σ 2 ( ) Cov(e i, e j ) = 0, i j Previous Next First Last Back Forward 3
6 (Multiple linear regression) Y n 1 = X n p β + ϵ Eϵ = 0, V ar(ϵ) = σ 2 I n. : y ij = µ + τ i + e ij, j = 1,..., n i, i = 1, 2, 3, (dummy variable), x ij = 1, i = j; 0. y ij = µ + τ 1 x i1 + τ 2 x i2 + τ 3 x i3 + e ij Previous Next First Last Back Forward 4
7 , : (, ) (, ) (, ) Previous Next First Last Back Forward 5
8 β : ˆβ = arg min β R p Y Xβ 2 = arg min β R p x i0 1. n ( p 1 ) 2 y i β k x ik i=1 k=0 X (p < n), β ˆβ = (X X) 1 X Y ˆβ β. Ŷ = X ˆβ = X(X X) 1 X Y = HY, H (Hat). ˆϵ = Y Ŷ = (I H)Y Previous Next First Last Back Forward 6
9 ˆϵ X = 0, ˆϵ Ŷ = 0. ˆϵ Ŷ = 0, Y Y Y Y = (Ŷ + Y Ŷ ) (Ŷ + Y Ŷ ) = Ŷ Ŷ + ˆϵ ˆϵ X 1, X ˆϵ = 0 1 ˆϵ = 0 = 1 Y = 1 Ŷ. 1 Y 1 Ŷ Y Y 1 Y = Ŷ Ŷ 1 Ŷ + ˆϵ ˆϵ n n n (y i ȳ) 2 = (ŷ j ȳ) 2 + i=1 i=1 i=1 SST = SS reg + SS e = + = + ˆϵ 2 i Previous Next First Last Back Forward 7
10 , R 2 = 1 SS e SST = SS reg SST (coefficient of determination). R ( ). E ˆβ = β, cov( ˆβ) = σ 2 (X X) 1 cov( ˆβ, ˆϵ) = 0 c β c ˆβ.(Gauss-Markov ) Previous Next First Last Back Forward 8
11 1.2, m, Y 1,..., Y m, x 1,..., x p 1,, : Y 1 = β 01 + β 11 x β (p 1)1 x p 1 + e 1 Y 2 = β 02 + β 12 x β (p 1)2 x p 1 + e 2. Y m = β 0m + β 1m x β (p 1)m x p 1 + e m Y i. e = [e 1, e 2,..., e m ] Ee = 0, Cov(e) = Σ = (σ ij ) Previous Next First Last Back Forward 9
12 n, j x j1, x j2,..., x j(p 1), y j = [y j1, y j2,..., y jm ], j = 1,..., n., y 11 y 12 y 1m y 21 y 22 y 2m Y n m = = [y. (1), y (2),, y (m) ] y n1 y n2 y nm x 10 x 11 x 1(p 1) x 20 x 21 x 2(p 1) X n p =. x n0 x n1 x n(p 1) x i0 1, i = 1,..., n. Previous Next First Last Back Forward 10
13 β 01 β 02 β 0m β 11 β 12 β 1m B p m = = [β. (1), β (2),, β (m) ] β (p 1)1 β (p 1)2 β (p 1)m ϵ 11 ϵ 12 ϵ 1m ϵ 1 ϵ 21 ϵ 22 ϵ 2m ϵ 2 ϵ n m = = [ϵ. (1), ϵ (2),, ϵ (m) ] =. ϵ n1 ϵ n2 ϵ nm, (Multivariate linear model) : ϵ n Y n m = X n p B p m + ϵ n m = [Xβ (1),, Xβ (m) ] + [ϵ (1), ϵ (2),, ϵ (m) ] Previous Next First Last Back Forward 11
14 Eϵ (i) = 0, Cov(ϵ (i), ϵ (j) ) = σ ij I n, i, j = 1, 2,..., m. k ϵ k Σ,. i y (i), y (i) = Xβ (i) + ϵ (i) Eϵ (i) = 0, Cov(ϵ (i) ) = σ ii I n, i = 1,..., m. i, n i y (i) β (i) ˆβ (i) = (X X) 1 X y (i) Previous Next First Last Back Forward 12
15 , ˆB = [ ˆβ (1), ˆβ (2),..., ˆβ (m) ] = (X X) 1 X [y (1), y (2),, y (m) ] = (X X) 1 X Y 1. X, ˆB B.., vec(y ) = (X I m )vec(b ) + vec(ϵ ) Cov(ϵ ) = I n Σ.,, Q(vec(B )) = vec(y ) (X I m )vec(b ) 2 Previous Next First Last Back Forward 13
16 vec(b ) vec(b ) = [((X I m )) (X I m )] 1 (X I m ) vec(y ) = [(X X) 1 X I m ]vec(y ),. 2. ˆB B, 1. ˆB B. 2. Cov( ˆβ (i), ˆβ (k) ) = σ ik (X X) 1, i, k = 1,..., p. 3. Σ ˆΣ = 1 n p Y P Y. P = I n X(X X) 1 X = I n H. Previous Next First Last Back Forward 14
17 . (1). (2), Cov( ˆβ (i), ˆβ (k) ) = (X X) 1 X Cov(ϵ (i), ϵ (k) )X(X X) 1 = σik(x 2 X) 1. (3). P X = X P = 0, Y P Y = (Y XB) P (Y XB) (EY P Y) ij = (E[(Y XB) P (Y XB)]) ij = E[(y (i) Xβ (i) ) P (y (j) Xβ (j) )] = tr{p E[ϵ (j) ϵ (i)]} = tr{p (σ ji I n )} = (n p)σ ij.. Previous Next First Last Back Forward 15
18 1.2.1 B, Ŷ = X ˆB = X(X X) 1 X Y ˆϵ = Y Ŷ = [I X(X X) 1 X ]Y = P Y Y Y }{{} totalsscp ˆϵ (i) = Ŷ Ŷ }{{} RegSSCP + ˆϵ ˆϵ }{{} ErrorSSCP Eˆϵ (i) = 0, Eˆϵ = 0, Eˆϵ (i)ˆϵ (j) = (n p)σ ij Eˆϵ ˆϵ = (n p)σ Previous Next First Last Back Forward 16
19 ˆB ˆϵ ϵ N n m (0, I n Σ), Σ m m > 0 Y N n m (XB, I n Σ) B Σ. 3. Y N n m (XB, I n Σ), X, B R p m Σ > 0, B Σ ˆB = (X X) 1 X Y ˆΣ = 1 n Y P Y., l(b, Σ) = 1 2 nln 2πΣ 1 2 tr[(y XB)Σ 1 (Y XB) ] Previous Next First Last Back Forward 17
20 tr[(y XB)Σ 1 (Y XB) ] = tr[σ 1 (Y X ˆB) (Y X ˆB)] + tr[σ 1 ( ˆB B) X X( ˆB B)] tr[σ 1 (Y X ˆB) (Y X ˆB)] = tr[σ 1 Y P Y] = tr[σ 1 ˆΣ ] B = ˆB, max l(b, Σ) = max l( ˆB, Σ) = max { 1 Σ>0,B Σ>0 Σ>0 2 nlog Σ 1 2 ntr[σ 1 ˆΣ ]} Σ = ˆΣ.. B, ˆB = ˆB; Σ. 4., ϵ N n m (0, I n Σ), ˆB ˆΣ, Previous Next First Last Back Forward 18
21 (1) ˆB N p m (B, (X X) 1 Σ); (2) ˆB ˆΣ ; (3) (n p)ˆσ W m (n p, Σ).. (1) Y N n m (XB, I n Σ), ˆB = (X X) 1 X Y N p m (B, (X X) 1 Σ). (2) ( 9), vec( ˆB) = [I (X X) 1 X ]vec(y) vec(p Y) = [I P ]vec(y) ˆB P Y vec( ˆB) vec(p Y) [I (X X) 1 X ][I P ] = I (X X) 1 X P = 0. (3) Y N n m (X ˆB, I Σ), Rank(P ) = n p, Wishart ( Cochran ) (n 1)ˆΣ = Y P Y W m (n p, Σ). Previous Next First Last Back Forward 19
22 5 (Gauss-Markov ). Θ = XB = [θ (1),..., θ (m) ], ϕ = m j=1 c jθ (j), c 1,..., c m m n, Ŷ = X ˆB = [ŷ (1),..., ŷ (m) ], ˆϕ = m j=1 c jŷ (j), ˆϕ ϕ.. ˆϕ., Ŷ = HY = [Hy (1),..., Hy (m) ], H = X(X X) X. ˆϕ = ˆϕ Y. m c jhy (j) j=1 ˆϕ. ϕ = m j=1 d jy (j) ϕ, m m Eϕ = d jθ (j) = ϕ = c jθ (j) j=1 j=1 Previous Next First Last Back Forward 20
23 m (d j c j ) θ (j) = 0, θ (j) L(X) j=1 (d j c j ) θ (j) = 0, θ (j) L(X) H(d j c j ) = 0 Hd j = Hc j, j = 1,..., m cov(y (j), y (k) ) = σ jk I n V ar(ϕ ) V ar( ˆϕ) m m = d j(i n H)d k σ jk j=1 k=1 = tr[d (I n H)DΣ] 0 D = [d 1,..., d m ], D(I n H) = 0, d j = Hd j = Hc j, j = 1,..., m., ˆϕ = ˆϕ. Previous Next First Last Back Forward 21
24 1.2.2 y n 1 = X n p β p 1 + e n 1, y X L(X) ŷ = X ˆβ = Hy. y Hy = (I H)y = ê, H = X(X X) 1 X. Previous Next First Last Back Forward 22
25 , Y y (i) L(X), Ŷ = X ˆB, Y Ŷ = (I n P )Y = ˆϵ : Y = XB + ϵ, Rank(X) = p AB = C, A s p, C s m, Rank(A) = s < m ϵ n m (0, I n Σ) B, ˆB H B. ˆB = (X X) 1 X Y B. Previous Next First Last Back Forward 23
26 Lagrange.,,. AB = C B = A C + (I A A)z, z A,, A = (X X) 1 A (A(X X) 1 A ) 1. Y XA C = X(I A A)z + ϵ z ẑ = [(I A A) X X(I A A)] 1 (I A A) X (Y XA C) Previous Next First Last Back Forward 24
27 B ˆB H = A C + (I A A)[(I A A) X X(I A A)] 1 (I A A) X (Y XA C) = ˆB (X X) 1 A (A(X X) 1 A ) 1 (A ˆB C), Σ ˆΣ H =.. 1 n p + s (Y X ˆB H ) (Y X ˆB H ) Previous Next First Last Back Forward 25
28 1.2.4 x 0 = [1, x 01,..., x 0(p 1) ], x 0B Ŷ 0 = x 0 ˆB, ˆB B. Ŷ 0 x 0B, EŶ 0 = x 0E ˆB = x 0B. x 0 ˆB x 0B i k E[x 0( ˆβ (i) β (i) )( ˆβ (i) β (i) ) x 0 ] = σ ik x 0(X X) 1 x 0. Y 0 Ŷ 0 i k E(Y 0i x 0 ˆβ (i) )(Ŷ0k x 0 ˆβ (k) ) = E(ϵ 0i x 0( ˆβ (i) β (i) ))(ϵ 0k x 0( ˆβ (k) β (k) )) = E(ϵ 0i ϵ 0k + x 0E( ˆβ (i) β (i) )( ˆβ (k) β (k) ) x 0 = σ ik (1 + x 0(X X) 1 x 0 ) Previous Next First Last Back Forward 26
: p Previous Next First Last Back Forward 1
7-2: : 7.2......... 1 7.2.1....... 1 7.2.2......... 13 7.2.3................ 18 7.2.4 0-1 p.. 19 7.2.5.... 21 Previous Next First Last Back Forward 1 7.2 :, (0-1 ). 7.2.1, X N(µ, σ 2 ), < µ 0;
More information: p Previous Next First Last Back Forward 1
: zwp@ustc.edu.cn Office: 1006 Phone: 63600565 http://staff.ustc.edu.cn/~zwp/ http://fisher.stat.ustc.edu.cn : 7.2......... 1 7.2.1....... 1 7.2.2......... 13 7.2.3................ 18 7.2.4 0-1 p.. 19
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: : 4.1....................... 1 4.1.1............... 1 4.2........... 10 4.2.1............... 10 4.2.2..... 14 4.2.3................ 18 4.2.4................ 24 4.3...................... 26 4.3.1..............
More information,
zwp@ustc.edu.cn Office: 1006 Phone: 63600565 http://staff.ustc.edu.cn/~zwp/ http://fisher.stat.ustc.edu.cn 1.1................. 2 1.2,........... 9 1.3................. 13 1.4.................... 16 1.5..................
More information: Previous Next First Last Back Forward 1
7-3: : 7.3.................. 1 7.3.1.............. 2 7.3.2..... 8 7.3.3.............. 12 Previous Next First Last Back Forward 1 7.3,, (X 1,, X n )., H 0 : X F Karl Pearson χ 2. : F ˆF n, D( ˆF n, F ),
More information3.1 ( ) (Expectation) (Conditional Mean) (Median) Previous Next
3-1: 3.1 ( )........... 2 3.1.1 (Expectation)........ 2 3.1.2............. 12 3.1.3 (Conditional Mean)..... 17 3.1.4 (Median)............ 22 Previous Next First Last Back Forward 1 1.. 2. ( ): ( ), 3.
More information1.3.................... 2 1.4.................... 15 Previous Next First Last Back Forward 1
: zwp@ustc.edu.cn Office: 1006 Phone: 63600565 http://staff.ustc.edu.cn/~zwp/ http://fisher.stat.ustc.edu.cn 1.3.................... 2 1.4.................... 15 Previous Next First Last Back Forward 1
More information3978 30866 4 3 43 [] 3 30 4. [] . . 98 .3 ( ) 06 99 85 84 94 06 3 0 3 9 3 0 4 9 4 88 4 05 5 09 5 8 5 96 6 9 6 97 6 05 7 7 03 7 07 8 07 8 06 8 8 9 9 95 9 0 05 0 06 30 0 .5 80 90 3 90 00 7 00 0 3
More informationK-means
zwp@ustc.edu.cn Office: 1006 Phone: 63600565 http://staff.ustc.edu.cn/~zwp/ http://fisher.stat.ustc.edu.cn 1.1....................... 1 1.2............... 6 1.3.................... 11 1.3.1...............
More information(4) (3) (2) (1) 1 B 2 C 3 A 4 5 A A 6 7 A B 8 B 9 D 1 1 0 1 B A A 1 A 1 2 3 C 1 A 1 A 1 B 1 A 1 B 1 2 2 2 2 2 4 5 6 7 8 9 0 1 2 3 4 A A B B A A D B B C B D A B d n 1 = ( x x ) n ij ik jk k= 1 i, j
More information35 007 373 9 092 44.472 1 175 248 731 773 1 907 021 10 162 706 19 1808 1847 3 1830 325 X (1) (2) (3) 406 453 8. Y X 2. 3. 4 5 6 7 8 9 10....... 11.
More information1 6480 6450 6300 6282 5464 4700 4500 4370 4370 4320 2 6.2 16.9 39.0 9.9 15.3 38.1 36.7 8.0 15.4 51.7 24.9 10.3 21.2 39.1 29.4 10.3 34.4 41.7 13.6 6.8 18.6 63.5 21.1 10.7 9.9 45.0 34.4 3
More information-2 4 - cr 5 - 15 3 5 ph 6.5-8.5 () 450 mg/l 0.3 mg/l 0.1 mg/l 1.0 mg/l 1.0 mg/l () 0.002 mg/l 0.3 mg/l 250 mg/l 250 mg/l 1000 mg/l 1.0 mg/l 0.05 mg/l 0.05 mg/l 0.01 mg/l 0.001 mg/l 0.01 mg/l () 0.05 mg/l
More information80000 400 200 X i X1 + X 2 + X 3 + + X n i= 1 x = n n x n x 17 + 15 + 18 + 16 + 17 + 16 + 14 + 17 + 16 + 15 + 18 + 16 = 12 195 = = 1625. ( ) 12 X X n i = = 1 n i= 1 X f i f Xf = f n i= 1 X f ( Xf). i i
More informationCopyright c by Manabu Kano. All rights reserved. 1
997 2002 5 Copyright c 997-2002 by Manabu Kano. All rights reserved. 3 2 4 2.... 4 2.2... 4 2.3 m... 7 2.4... 8 3 8 3.... 8 3.2... 9 4 0 4.... 0 4.2... 2 4.3... 3 2 2 0 Fig. z z 0 z z 2 z 2 PCA; Principal
More information: 29 : n ( ),,. T, T +,. y ij i =, 2,, n, j =, 2,, T, y ij y ij = β + jβ 2 + α i + ɛ ij i =, 2,, n, j =, 2,, T, (.) β, β 2,. jβ 2,. β, β 2, α i i, ɛ i
2009 6 Chinese Journal of Applied Probability and Statistics Vol.25 No.3 Jun. 2009 (,, 20024;,, 54004).,,., P,. :,,. : O22... (Credibility Theory) 20 20, 80. ( []).,.,,,.,,,,.,. Buhlmann Buhlmann-Straub
More information( ) Wuhan University
Email: huangzh@whueducn, 47 Wuhan Univesity i L A TEX,, : http://affwhueducn/huangzh/ 8 4 49 7 ii : : 4 ; 8 a b c ; a b c 4 4 8 a b c b c a ; c a b x y x + y y x + y x x + y x y 4 + + 8 8 4 4 + 8 + 6 4
More information! # % & # % & ( ) % % %# # %+ %% % & + %, ( % % &, & #!.,/, % &, ) ) ( % %/ ) %# / + & + (! ) &, & % & ( ) % % (% 2 & % ( & 3 % /, 4 ) %+ %( %!
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µ kσ y µ t y i y µ+kσ n 1 i = ik = k 1 n ( ) v i = i n ( i s ( ) = i = 1 n 1 ) 2 s ( ) = s( ) n σ d 3 d s G ( n ) 1 1 2 1 1 10 10, n n n n = = 1 1 1 2 2 1 11 11, n n n n = = 1 1 1 3 2 2 21 21, n n
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1 3 4 5 n Y Y n t t t = 1 ˆ) ( n Y Y n t t t = 1 ˆ n Y Y Y n t t t t = 1 ˆ 6 n Y Y n t t t = 1 ˆ) ( n Y Y Y n t t t t = 1 ˆ) ( t Y t Yˆ n Y t = φ 0 + φ1yt 1 + φyt +... + φ pyt p + εt Y t Y t n φ n ε n
More informationM ( ) K F ( ) A M ( ) 1815 (probable error) F W ( ) J ( ) n! M ( ) T ( ) L ( ) T (171
1 [ ]H L E B ( ) statistics state G (150l--1576) G (1564 1642) 16 17 ( ) C B (1623 1662) P (1601--16S5) O W (1646 1716) (1654 1705) (1667--1748) (1687--H59) (1700 1782) J (1620 1674) W (1623 1687) E (1656
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2019 1 15 26 3.4, 13.4 BLUE t F 1 1. TSS ESS RSS TSS = ESS + RSS R 2 := ESS/TSS = 1 RSS/TSS R 2 := 1 [RSS/(n k)]/[tss/(n 1)] 2. y i ŷ i y i x i 2 2 3. 1 2 k F 1 F 4. 2 2 3 1 5 1.1 pp. 60, 272...........
More information2 6 (A, s) = (P u 1 u 2 u n ) x t (s((u 1 ) x t ), s((u 2 ) x t ),, s((u n ) x t )) P A (s x s(t) (u 1), s x s(t) (u 2),, s x s(t) (u n)) P A (A, s x
6 1 6.1 ( ). Γ φ Γ = φ Γ = ψ Γ = ψ φ Γ = φ?? θ xθ?? { x(α β), xα} = xβ x α α xα x x x y (α α ) α α α x y {x y, α} = α A s (A, s) = x ys(x) = s(y) t s(t) = s(t ) t t x y α t 1 t 2 α t 1 t 2 (A, s) = α s(t
More informationΖ # % & ( ) % + & ) / 0 0 1 0 2 3 ( ( # 4 & 5 & 4 2 2 ( 1 ) ). / 6 # ( 2 78 9 % + : ; ( ; < = % > ) / 4 % 1 & % 1 ) 8 (? Α >? Β? Χ Β Δ Ε ;> Φ Β >? = Β Χ? Α Γ Η 0 Γ > 0 0 Γ 0 Β Β Χ 5 Ι ϑ 0 Γ 1 ) & Ε 0 Α
More information1938 (Ph.D) 1940 (D.Sci) 1940 (Kai-Lai Chung) Lebesgue-Stieltjes [6] ( [22]) 1942 (1941 ) 1945 J. Neyman H. Hotelling ( ) (University of Cali
1910 9 1 1 () 1925 1928 () (E. A. Poe) 1931 1933 1934 (Osgood, 1864-1943) ( ) A note on the indices and numbers of nondegenerate critical points of biharmonic functions, 1935 1936 (University College London)
More information! /. /. /> /. / Ε Χ /. 2 5 /. /. / /. 5 / Φ0 5 7 Γ Η Ε 9 5 /
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More information1 471 1989 15 1983 623 627 10 1980 198 1992 416 423 424 [ ]C 1987 25 26 [ ]C 1987 25 26 1983 27 A O 139 114 37 37 38 A O 237 1959 9 8 189 1979 7 46 86 ÿ é
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