最小二乘法拟合原理
统计学中的最小二乘法原理解读
统计学中的最小二乘法原理解读统计学是一门研究收集、分析、解释和呈现数据的学科。
在统计学中，最小二乘法是一种常用的数据分析方法，用于找到最佳拟合曲线或平面，以最小化观测数据与拟合值之间的差异。
本文将对最小二乘法的原理进行解读。
一、最小二乘法的基本原理最小二乘法的基本原理是通过最小化残差平方和来确定最佳拟合曲线或平面。
残差是观测数据与拟合值之间的差异，残差平方和是所有残差平方的总和。
最小二乘法的目标是找到使残差平方和最小的参数值。
二、最小二乘法的应用最小二乘法广泛应用于各个领域，包括经济学、物理学、工程学等。
在经济学中，最小二乘法常用于估计经济模型中的参数。
在物理学中，最小二乘法常用于拟合实验数据，以找到最佳的理论曲线。
在工程学中，最小二乘法常用于回归分析，以预测和解释变量之间的关系。
三、最小二乘法的步骤最小二乘法的步骤包括建立数学模型、计算残差、计算残差平方和、求解最小化残差平方和的参数值。
首先，需要根据实际问题建立数学模型，选择适当的函数形式。
然后，通过将观测数据代入数学模型，计算出拟合值。
接下来，计算每个观测数据与拟合值之间的差异，得到残差。
然后，将每个残差平方求和，得到残差平方和。
最后，通过求解残差平方和最小化的参数值，得到最佳拟合曲线或平面。
四、最小二乘法的优缺点最小二乘法具有以下优点：1. 简单易懂：最小二乘法的原理和步骤相对简单，容易理解和实施。
2. 有效性：最小二乘法可以得到最佳拟合曲线或平面，能够较好地描述观测数据。
3. 适用性广泛：最小二乘法适用于各种类型的数据分析问题，具有广泛的应用领域。
然而，最小二乘法也存在一些缺点：1. 对异常值敏感：最小二乘法对异常值较为敏感，异常值可能会对拟合结果产生较大影响。
2. 对数据分布要求高：最小二乘法要求数据满足正态分布或近似正态分布，否则可能导致拟合结果不准确。
3. 无法处理非线性关系：最小二乘法只适用于线性关系的数据分析，对于非线性关系需要进行适当的转换或采用其他方法。
最小二乘法定义
最小二乘法定义最小二乘法（Least Squares Method，简称LS）是指在数学中一种最常见的数据拟合方法，它是一种统计学意义上的估计方法，用来找出未知变量和已知变量之间的关系，其中模型参数是通过最小化数据集误差的平方和来估计的。
一、定义：最小二乘法（Least Squares Method）是指在数学中最常见的数据拟合方法，它是一种统计学意义上的估计方法，用来确定未知变量与已知变量之间的关系，其中模型参数是通过最小化数据集误差的平方和来估计的。
二、基本原理：最小二乘法的基本原理是利用数据点与一个被称为“模型函数”的预设函数之间的差异，来从中估计出模型函数的参数。
具体来说，这一差异可以以误差的平方和来衡量，最小二乘法就是最小这一平方和的方法。
三、步骤：1. 构造未知变量的模型函数，其中当需要拟合的参数数目大于等于给定数据点的个数时，就会导致一定的形式多项式模型函数有正解；2. 求解模型函数的最小平方误差的最优解，即求解参数的数值；3. 根据最优解找出最小平方误差的值；4. 对模型函数进行评价，判断是否尽可能地满足数据点；5. 若满足，则用找出的模型函数来预报未来的参数变化情况。
四、应用：1. 拟合统计图形：通过最小二乘法，可以得到曲线拟合的参数，绘制出统计图形的曲线，用来剖析统计数据；2. 回归分析：可以用最小二乘法预测变量和另一变量之间的关系，如：股票收益与股价价格之间的关系，从而得到有用的分析结果；3. 模型拟合：最小二乘法可以估计精确数据模型参数，这些模型参数可与实验数据相同；4. 图像分析：最小二乘法可用于分析图像特征，如：平面图像的特征提取与比较，目标图像分类，等；5. 信号处理：最小二乘法的应用也可扩展到信号处理领域，用该方法对信号和噪声之间的关系进行拟合，来消除信号中的噪声。
最小二乘法原理
最小二乘法原理1. 概念 最小二乘法多项式曲线拟合，根据给定的m 个点,并不要求这条曲线精确地经过这些点，而是曲线y=f(x)的近似曲线y= φ(x)。
2. 原理给定数据点pi(xi,yi)，其中i=1,2,…,m 。
求近似曲线y= φ(x)。
并且使得近似曲线与y=f(x)的偏差最小。
近似曲线在点pi 处的偏差δi= φ(xi)-yi ，i=1,2,...,m 。
常见的曲线拟合方法：1. 是偏差绝对值最小11min (x )y m mi i i i i φδφ===-∑∑ 2. 是最大的偏差绝对值最小min max (x )y i i i iφδϕ=- 3. 是偏差平方和最小2211min ((x )y )m mii i i i φδϕ===-∑∑ 按偏差平方和最小的原则选取拟合曲线，并且采取二项式方程为拟合曲线的方法,称为最小二乘法。
推导过程：1. 设拟合多项式为：01...k k y a a x a x =+++2. 各点到这条曲线的距离之和，即偏差平方和如下：22011(...)m k i i k i i R y a a x a x =⎡⎤=-+++⎣⎦∑ 3. 为了求得符合条件的a 值，对等式右边求ak 偏导数，因而我们得到了：0112(...)0m k i k i i y a a x a x =⎡⎤--+++=⎣⎦∑0112(...)0m k ik i i y a a x a x x =⎡⎤--+++=⎣⎦∑……..0112( 0k k i k i i y a a x a x x =⎡⎤--+++=⎣⎦∑4. 将等式简化一下，得到下面的式子01111...n n nki k ii i i i a n a x a x y ===+++=∑∑∑ 21011111...n n n nk i ik i i i i i i i a x a x a x y x +====+++=∑∑∑∑ ……12011111...n n n nkk k k ii k i i i i i i i a x a x a x y x +====+++=∑∑∑∑ 5. 把这些等式表示成矩阵形式，就可以得到下面的矩阵：11102111111121111.........n n n k i i i i i i n n n n k i i i i i i i i i n n n n k k k k k i i i i i i i i i n x x y a a x x x x y a x x x x y ===+====+====⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑∑ 6. 将这个范德蒙矩阵化简后得到：011112221...1...1...k k k k n n n a y x x a y x x a y x x ⎡⎤⎡⎤⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦⎣⎦。
最小二乘法曲线拟合原理及maab实现
曲线拟合（curve-fitting ）：工程实践中，用测量到的一些离散的数据},...2,1,0),,{(m i y x i i =求一个近似的函数)(x ϕ来拟合这组数据，要求所得的拟合曲线能最好的反映数据的基本趋势（即使)(x ϕ最好地逼近()x f ，而不必满足插值原则。
因此没必要取)(i x ϕ=i y ，只要使i i i y x -=)(ϕδ尽可能地小）。
原理：给定数据点},...2,1,0),,{(m i y x i i =。
求近似曲线)(x ϕ。
并且使得近似曲线与()x f 的偏差最小。
近似曲线在该点处的偏差i i i y x -=)(ϕδ，i=1,2,...,m 。
常见的曲线拟合方法:1.使偏差绝对值之和最小2.使偏差绝对值最大的最小3.使偏差平方和最小最小二乘法：按偏差平方和最小的原则选取拟合曲线，并且采取二项式方程为拟合曲线的方法,称为最小二乘法。
推导过程：1. 设拟合多项式为：2. 各点到这条曲线的距离之和，即偏差平方和如下：3. 问题转化为求待定系数0a ...k a 对等式右边求i a 偏导数，因而我们得到了： .......4、 把这些等式化简并表示成矩阵的形式，就可以得到下面的矩阵：5. 将这个范德蒙得矩阵化简后可得到:6. 也就是说X*A=Y ，那么A = (X'*X)-1*X'*Y ，便得到了系数矩阵A ，同时，我们也就得到了拟合曲线。
MATLAB 实现：MATLAB 提供了polyfit （）函数命令进行最小二乘曲线拟合。
调用格式：p=polyfit(x,y,n)[p,s]= polyfit(x,y,n)[p,s,mu]=polyfit(x,y,n)x,y 为数据点，n 为多项式阶数，返回p 为幂次从高到低的多项式系数向量p 。
x 必须是单调的。
矩阵s 包括R （对x 进行QR 分解的三角元素）、df(自由度）、normr(残差）用于生成预测值的误差估计。
最小二乘法基本原理
最小二乘法基本原理
最小二乘法是一种常用的回归分析方法，用于估计数据中的未知参数。
其基本原理是通过最小化实际观测值与估计值之间的残差平方和，来找到一个最佳拟合曲线或者平面。
在进行最小二乘法拟合时，通常会假设观测误差服从正态分布。
具体而言，最小二乘法寻找到的估计值是使得实际观测值与拟合值之间的差的平方和最小的参数值。
也就是说，最小二乘法通过调整参数的取值，使得拟合曲线与实际观测值之间的误差最小化。
在回归分析中，通常会假设数据服从一个特定的函数形式，例如线性函数、多项式函数等。
根据这个假设，最小二乘法将找到最合适的函数参数，使得这个函数能够最好地拟合数据。
最小二乘法的步骤包括以下几个方面：
1. 根据数据和所假设的函数形式建立回归模型；
2. 计算模型的预测值；
3. 计算实际观测值与预测值之间的残差；
4. 将残差平方和最小化，求解最佳参数值；
5. 利用最佳参数值建立最优拟合曲线。
最小二乘法的优点是简单易用，并且在经济学、统计学和工程学等领域都有广泛应用。
但需要注意的是，最小二乘法所得到的估计值并不一定是真实参数的最优估计，它只是使得残差平方和最小的一组参数估计。
因此，在使用最小二乘法时，需要对模型的合理性进行评估，并考虑其他可能的回归分析方法。
最小二乘拟合原理
最小二乘拟合原理
最小二乘拟合（Least squares fitting）是一种常用的数据拟合方法，它通过将观测数据点与拟合函数的最小垂直距离的平方和最小化来确定最佳拟合曲线或平面。
最小二乘法的核心原理是寻找最小化误差的最优解，即使得拟合曲线与原始数据的离散程度最小。
最小二乘拟合是基于以下假设：
1. 假设数据之间的噪声是服从高斯分布的，也就是正态分布。
2. 假设数据点之间是独立的。
最小二乘法的目标是找到一个函数的参数，使得该函数与给定的一组数据点的误差最小。
这里的误差是指拟合函数与真实数据点之间的差异。
通过最小二乘法，我们可以找到最佳拟合函数的参数，使得拟合函数与观测数据的残差平方和最小化。
具体而言，最小二乘法可以应用于各种拟合问题，例如线性回归、多项式拟合和非线性拟合。
对于线性回归问题，最小二乘法可以通过解析解或数值优化方法（如梯度下降）来求解最佳拟合直线的参数。
需要注意的是，最小二乘法在某些情况下可能会受到极值点的影响，导致过拟合或欠拟合的问题。
因此，在使用最小二乘法进行数据拟合时，需要合理选择拟合函数的形式，并对拟合结果进行评估和验证。
第5章-1 曲线拟合(线性最小二乘法)讲解
求所需系数，得到方程： 29.139a+17.9b=29.7076 17.9a+11b=18.25
通过全选主元高斯消去求得：
a=0.912605
b=0.174034
所以线性拟合曲线函数为： y=0.912605x+0.174034
练习2
根据下列数据求拟合曲线函数： y=ax2+b
x 19 25 31 38 44 y 19.0 32.3 49.0 73.3 97.8
∑xi4 a + ∑xi2 b = ∑xi 2yi
∑xi2 a + n b = ∑yi
7277699a+5327b=369321.5 5327a+5b=271.4
曲线拟合的最小二乘法
1.曲线拟合的意思
Y
.
.
.
.
y=ax+b y=ax2+bx+c
X
y=ax+b y=ax2+bx+c 就是未知函数的拟合曲线。
2最小二乘法原理
观测值与拟合曲线值误差的平方和为最小。
yi y0 y1 y2 y3 y4…… 观测值 y^i y^0 y^1 y^2 y^3 y^4…… 拟合曲线值
拟合曲线为： y=(-11x2-117x+56)/84
x
yHale Waihona Puke 1.61 1.641.63 1.66
1.6 1.63
1.67 1.7
1.64 1.67
1.63 1.66
1.61 1.64
1.66 1.69
1.59 1.62
最小二乘法原理及其简单应用
最小二乘法原理及其简单应用最小二乘法原理及其简单应用一、最小二乘法原理最小二乘法是一种定义偏最优解的优化算法，其本质是寻求拟合数据的最佳模型（假设函数），使其与实际观测值的残差（误差）最小化。
最小二乘法是利用最优函数来模拟曲面上有限数量的数据点，它为了拟合一定类型的未知曲面而提出的一种经典的数学解决方案。
最小二乘法的一般定义为：定义偏最优解的优化算法其中，f(x)表示拟合的曲面，x表示拟合曲面的参数，X(i)表示实际观测值的参数，y(i)表示实际观测值。
最小二乘法的核心思想是：对于一组已观测到的数据，确定拟合曲面的具体参数，使拟合曲面的误差最小化，具体计算步骤为：1、选取拟合的曲面，选取拟合曲面的参数；2、根据拟合曲面的参数计算实际观测值的残差（误差）；3、利用拟合曲面对已观测到的每个数据点应用最小二乘法，最小二乘法的核心思想是：利用实际观测值计算出每个数据点的误差，然后将每个数据点的误差平方和作为目标函数，最小化此目标函数；4、求解得到的参数与实际观测值的比较，若拟合效果达到预期，则认为此参数即为所求。
二、最小二乘法的简单应用1、一元线性回归一元线性回归是最小二乘法的一种简单应用，可用于拟合一维函数（即：y=ax+b）。
一元线性拟合求解过程中，根据题意：假设：函数：y=ax+b ，将实际观测值（X）代入拟合函数方程，求出方程组，因为拟合函数中只有两个变量，所以可求出其未知参数a和b：求解公式：a=(N∑XiYi-∑Xi∑Yi)/(N∑Xi2-(∑Xi)2)b=(∑Yi-a∑Xi)/N其中，N表示实际观测值的个数。
2、多元线性回归多元线性回归是最小二乘法的另一种简单应用，可用于拟合多维函数（即：y=a1x1+a2x2+a3x3+…+anxn+b）。
假设：函数：y=a1x1+a2x2+a3x3+…+anxn+b，由该函数可得：求解公式：[a1 a2 … an b]T=[X1 X2 … Xn 1]T*[Y1 Y2 … Yn] 其中，(X1 X2 … Xn 1)T表示拟合方程中，多元变量的系数矩阵，[Y1 Y2 … Yn]表示实际观测值的变量矩阵。
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最小二乘拟合在物理实验中经常要观测两个有函数关系的物理量。
根据两个量的许多组观测数据来确定它们的函数曲线，这就是实验数据处理中的曲线拟合问题。
这类问题通常有两种情况：一种是两个观测量x 与y 之间的函数形式已知，但一些参数未知，需要确定未知参数的最佳估计值；另一种是x 与y 之间的函数形式还不知道，需要找出它们之间的经验公式。
后一种情况常假设x 与y 之间的关系是一个待定的多项式，多项式系数就是待定的未知参数，从而可采用类似于前一种情况的处理方法。
一、最小二乘法原理在两个观测量中，往往总有一个量精度比另一个高得多，为简单起见把精度较高的观测量看作没有误差，并把这个观测量选作x ，而把所有的误差只认为是y 的误差。
设x 和y 的函数关系由理论公式y ＝f （x ；c 1，c 2，……c m ） （0-0-1）给出，其中c 1，c 2，……c m 是m 个要通过实验确定的参数。
对于每组观测数据（x i ，y i ）i ＝1，2，……，N 。
都对应于xy 平面上一个点。
若不存在测量误差，则这些数据点都准确落在理论曲线上。
只要选取m 组测量值代入式（0-0-1），便得到方程组y i ＝f （x ；c 1，c 2，……c m ） （0-0-2） 式中i ＝1，2，……，m.求m 个方程的联立解即得m 个参数的数值。
显然N<m 时，参数不能确定。
在N>m 的情况下，式（0-0-2）成为矛盾方程组，不能直接用解方程的方法求得m 个参数值，只能用曲线拟合的方法来处理。
设测量中不存在着系统误差，或者说已经修正，则y 的观测值y i 围绕着期望值 <f （x ；c 1，c 2，……c m ）> 摆动，其分布为正态分布，则y i 的概率密度为()()[]⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧--=22212,......,,;exp 21i m i i i i c c c x f y y p σσπ,式中i σ是分布的标准误差。
为简便起见，下面用C 代表（c 1，c 2，……c m ）。
考虑各次测量是相互独立的，故观测值（y 1，y 2，……c N ）的似然函数()()[]⎪⎭⎪⎬⎫⎪⎩⎪⎨⎧--=∑=N i i i N N C x f y L 12221;21ex p (21)σσσσπ.取似然函数L 最大来估计参数C ，应使()[]min ;1122=-∑=Ni i i i C x f y σ （0-0-3）取最小值：对于y 的分布不限于正态分布来说，式（0-0-3）称为最小二乘法准则。
若为正态分布的情况，则最大似然法与最小二乘法是一致的。
因权重因子2/1i iσω=，故式（0-0-3）表明，用最小二乘法来估计参数，要求各测量值y i 的偏差的加权平方和为最小。
根据式（0-0-3）的要求，应有()[]()m k C x f yc cc Ni i iik,...,2,10;1ˆ122==-∂∂==∑σ从而得到方程组()[]()()m k CC x f C x f y cc Ni ki i i,...,2,10;;1ˆ12==∂∂-==∑σ （0-0-4）解方程组（0-0-4），即得m 个参数的估计值m c c c ˆ,...,ˆ,ˆ21，从而得到拟合的曲线方程()m c c c x f ˆ,...,ˆ,ˆ;21。
然而，对拟合的结果还应给予合理的评价。
若y i 服从正态分布，可引入拟合的x 2量，()[]∑=-=Ni i i iC x f y x 1222;1σ （0-0-5）把参数估计()m c c c c ˆ,...,ˆ,ˆˆ21=代入上式并比较式（0-0-3），便得到最小的x 2值()[]∑=-=Ni i i ic x f y x1222minˆ;1σ （0-0-6）可以证明，2m in x 服从自由度v ＝N-m 的x 2分布，由此可对拟合结果作x 2检验。
由x 2分布得知，随机变量2m in x 的期望值为N-m 。
如果由式（0-0-6）计算出2m in x 接近N-m（例如m N x -≤2min ），则认为拟合结果是可接受的；如果22min >--m N x ，则认为拟合结果与观测值有显著的矛盾。
二、直线的最小二乘拟合曲线拟合中最基本和最常用的是直线拟合。
设x 和y 之间的函数关系由直线方程y ＝a 0+a 1x (0-0-7)给出。
式中有两个待定参数，a 0代表截距，a 1代表斜率。
对于等精度测量所得到的N 组数据（x i ，y i ），i ＝1，2……，N ，x i 值被认为是准确的，所有的误差只联系着y i 。
下面利用最小二乘法把观测数据拟合为直线。
1．直线参数的估计前面指出，用最小二乘法估计参数时，要求观测值y i 的偏差的加权平方和为最小。
对于等精度观测值的直线拟合来说，由式（0-0-3）可使()[]aa Ni i ix a ay ˆ1210==∑+- （0-0-8）最小即对参数a （代表a 0，a 1）最佳估计，要求观测值y i 的偏差的平方和为最小。
根据式（0-0-8）的要求，应有()[](),0ˆˆ2110ˆ12100=---=+-∂∂∑∑===Ni i i aa Ni i ix a ay x a ay a ()[]().0ˆˆ2110ˆ12101=---=+-∂∂∑∑===Ni i i aa Ni i ix a ay x a ay a整理后得到正规方程组⎪⎩⎪⎨⎧=+=+∑∑∑∑∑.ˆˆ,ˆˆ21010i i i i i i y x x a x a y x a N a解正规方程组便可求得直线参数a 0和a 1的最佳估计值0ˆa 和1ˆa 。
即()()()()()()2220ˆ∑∑∑∑∑∑--=iiii iiix x N y x x y x a（0-0-10） ()()()()()221ˆ∑∑∑∑∑--=iiiiii x x N y x y x N a（0-0-11）2．拟合结果的偏差由于直线参数的估计值0ˆa和1ˆa是根据有误差的观测数据点计算出来的，它们不可避免地存在着偏差。
同时，各个观测数据点不是都准确地落地拟合线上面的，观测值y i 与对应于拟合直线上的i y ˆ这之间也就有偏差。
首先讨论测量值y i 的标准差S 。
考虑式（0-0-6），因等精度测量值y i 所有的i σ都相同，可用y i 的标准偏差S 来估计，故该式在等精度测量值的直线拟合中应表示为()[].ˆˆ1121022min∑=+-=Ni ix aay Sx（0-0-12）已知测量值服从正态分布时，2m in x 服从自由度v ＝N-2的x 2分布，其期望值()[].2ˆˆ1121022min-=+-=∑=N x aay SxNi i i由此可得y i 的标准偏差()[].ˆˆ212110∑=+--=Ni i i x a a y N S （0-0-13）这个表示式不难理解，它与贝塞尔公式是一致的，只不过这里计算S 时受到两参数0ˆa和1ˆa估计式的约束，故自由度变为N-2罢了。
式（0-0-13）所表示的S 值又称为拟合直线的标准偏差，它是检验拟合结果是否有效的重要标志。
如果xy 平面上作两条与拟合直线平行的直线,ˆˆ,ˆˆ1010S x a a y S x a ay ++=''-+='如图0-0-1所示，则全部观测数据点（x i ，y i ）的分布，约有68.3%的点落在这两条直线之间的范围内。
图0-0-1 拟合直线两侧数据点的分布下面讨论拟合参数偏差，由式（0-0-10）和（0-0-11）可见，直线拟合的两个参数估计值0ˆa和1ˆa是y i 的函数。
因为假定x I 是精确的，所有测量误差只有y i 有关，故两个估计参数的标准偏差可利用不确定度传递公式求得，即.ˆ;ˆ21121010∑∑==⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∂∂=⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∂∂=Ni ia Ni i a S y aS S y aS把式（0-0-10）与（0-0-11）分别代入上两式，便可计算得()();2220∑∑∑-=iiia x x Nx SS （0-0-14）()().221∑∑-=i ia x x N NSS （0-0-15）三、相关系数及其显著性检验当我们把观测数据点（x i ，y i ）作直线拟合时，还不大了解x 与y 之间线性关系的密切程度。
为此要用相关系数ρ（x ，y ）来判断。
其定义已由式（0-0-12）给出，现改写为另一种形式，并改用r 表示相关系数，得()()()()2/122⎥⎦⎤⎢⎣⎡-⋅---=∑∑∑i i i i ii iy x x x y y x xr （0-0-16）式中x 和y 分别为x 和y 的算术平均值。
r 值范围介于-1与+1之间，即-1≤r ≤1。
当r>0时直线的斜率为正，称正相关；当r<0时直线的斜率为负，称负相关。
当|r|＝1时全部数据点（x i ，y i ）都落在拟合直线上。
若r ＝0则x 与y 之间完全不相关。
r 值愈接近±1则它们之间的线性关系愈密切。