回归分析法概念及原理
回归分析法概念及原理
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回归分析法概念及原理
回归分析定义:利用数据统计原理,对大量统计数据进行数学处理,并确定因变量与某些自变量的相关关系,建立一个相关性较好的回归方程(函数表达式),并加以外推,用于预测今后的因变量的变化的分析方法。 分类:
1. 根据因变量和自变量的个数来分类: 一元回归分析;多元回归分析;
2. 根据因变量和自变量的函数表达式来分类: 线性回归分析;非线性回归分析; 几点说明:
1. 通常情况下,线性回归分析是回归分析法中最基本的方法,当遇到非线性回归分析时,可以借助数学手段将其化为线性回归;因此,主要研究线性回归问题,一点线性回归问题得到解决,非线性回归也就迎刃而解了,例如,取对数使得乘法变成加法等;当然,有些非线性回归也可以直接进行,如多项式回归等;
2. 在社会经济现象中,很难确定因变量和自变量之间的关系,它们大多是随机性的,只有通过大量统计观察才能找出其中的规律。随机分析是利用统计学原理来描述随机变量相关关系的一种方法;
3. 由回归分析法的定义知道,回归分析可以简单的理解为信息分析与预测。信息即统计数据,分析即对信息进行数学处理,预测就是加以外推,也就是适当扩大已有自变量取值范围,并承认该回归方程在该扩大的定义域内成立,然后就可以在该定义域上取值进行“未来预测”。当然,还可以对回归方程进行有效控制;
4. 相关关系 可以分为确定关系和不确定关系。但是不论是确定关系或者不确定关系,只要有相关关系,都可以选择一适当的数学关系式,用以说明一个或几个变量变动时,另一变量或几个变量平均变动的情况。
正相关
负相关
线性相关
非线性相关
正相关
负相关
完全相关
不相关
相关关系
回归分析主要解决的问题: 回归分析主要解决方面的问题;
1. 确定变量之间是否存在相关关系,若存在,则找出数学表达式;
2. 根据一个或几个变量的值,预测或控制另一个或几个变量的值,且要估计这种
控制或预测可以达到何种精确度。 回归模型:
回归分析步骤:
1. 根据自变量与因变量的现有数据以及关系,初步设定回归方程; 2. 求出合理的回归系数;
3. 进行相关性检验,确定相关系数;
4. 在符合相关性要求后,即可根据已得的回归方程与具体条件相结合,来确定事物的未来状况,并计算预测值的置信区间; 回归分析的有效性和注意事项:
有效性:用回归分析法进行预测首先要对各个自变量做出预测。若各个自变量可以由人工控制或易于预测,而且回归方程也较为符合实际,则应用回归预测是有效的,否则就很难应用;
注意事项:为使回归方程较能符合实际,首先应尽可能定性判断自变量的可能种类和个数,并在观察事物发展规律的基础上定性判断回归方程的可能类型;其次,力求掌握较充分的高质量统计数据,再运用统计方法,利用数学工具和相关软件从定量方面计算或改进定性判断。 回归分析中的几个常用概念:
实际值:实际观测到的研究对象特征数据值;
线性回归
非线性回归
一元回归
线性回归
非线性回归
多元回归
回归模型
理论值:根据实际值我们可以得到一条倾向线,用数学方法拟合这条曲线,可以得到数学模型,根据这个数学模型计算出来的、与实际值相对应的值,称为理论值; 预测值:实际上也是根据数学模型计算出来的理论值,但它是与未来对应的理论值。
表示符号:实际值,用i y 表示;理论值,用?i y
表示;预测值,用0y 表示。 +++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++
U nar y Lin ear Reg re ssion ++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++一元线性回归,就是只涉及一个自变量的回归;自变量和因变量之间的关系是线性关系的回归;因变量与自变量之间的关系用一条线性方程来表示的回归。 方法步骤:
1. 确定回归模型:
由于我们研究的是一元线性回归,因此其回归模型可表示为:01y x ββε=++; 其中,y 是因变量;x 是自变量;ε是误差项;0β和1β称为模型参数(回归系数)。 2. 求出回归系数:
这里的回归系数的求解,就要用一定的方法,使得该系数应用于该方程是“合理的”。最常用的一种方法就是最小二乘估计法。最小二乘法是测量工作和科学实验中最常用的一种数据处理方法,其基本原理是,根据实验观测得到的自变量x 和因变量y 之间的一组对应关系,找出一个给定类型的函数()y f x =,使得它所取的值12(),(),f x f x ……,()n f x 与观测值 12,,y y …,n y 在某种尺度下最接近,即在各点处的偏差的平方和达到最小,即
2
20
11
1
???()()n
n
i
i
i
i i i y y
y x ββ==-=--=∑∑最小。这种方法求的的0?β和1
?β将使得拟合直线01??y x ββ=+中的y 和x 之间的关系与实际数据的误差比其他任何直线都小。 根据最小二乘法的要求,可以推导得到最小二乘法的计算公式:
111122
1101???n
n n i i i i i i i n n
i i i i n x y x y n x x y x
βββ=====?????
-?
????????=????- ??
???
=-??∑∑∑∑∑ 其中,1111,n n i i i i x x y y n n ====∑∑; 相关性检验:
对于若干组具体数据(,)i i x y 都可算出回归系数01??,ββ,从而得到回归方程。至于y 与x 之间是否真有如回归模型所描述的关系,或者说用所得的回归模型去拟合实际数据是否有足够好的近似,并没有得到判明。因此,必须对回归模型描述实际数据的近似程度,也即对所得的回归模型的可信程度进行检验,称为相关性检验。 相关系数是衡量一组测量数据,i i x y 线性相关程度的参量,其定义为:
)
)((2
2
2
2
y y x x y x xy r ---=
,或者22221
1
1
1
[][]
i i i i
n
n
n
n
i i i i i i i i n x y x y r n x x n y y ====-=
--∑∑∑∑∑∑∑
r 值在0<|r |≤1中。 |r |越接近于1,,x y 之间线性好;r 为正,直线斜率为正,称为正相关;r 为负,直线斜率为负,称为负相关。|r |接近于0,则测量数
据点分散或,i i x y 之间为非线性。不论测量数据好坏都能求出01
??ββ和,所以我们必须有一种判断测量数据好坏的方法,用来判断什么样的测量数据不宜拟合,判断的方法是|r |<0r 时,测量数据是非线性的.0r 称为相关系数的起码值,与测量次数n 有关,如下表:
相关系数起码值0r
n
0r n
0r n
0r 3 1.000 9 0.798 15 0.641 4 0.990 10 0.765 16 0.623 5 0.959 11 0.735 17 0.606 6 0.917 12 0.708 18 0.590 7 0.874 13 0.684 19 0.575 8
0.834
14
0.661
20
0.561
在进行一元线性回归之前应先求出r 值,再与0r 比较,若|r |> 0r ,则x y 和具有线性关系,可求回归直线;否则反之。 置信区间的确定:
当确定相关性后,就可以对置信区间进行确定,就可以结合实际情况,确定事物未
来的状况了。回归分析的最主要的应用就在于“预测”,而预测是不是准确的,就得有一个衡量的工具。它就是置信区间。或者从另外一方面来说,回归方程是由数理统计得出的,它反映的是实际数据的统计规律,所以,根据回归方程所得的预测值0y 只是对应于0x 的单点预测估计值,预测值应该有一个置信区间。这样来看,计算置信区间就是很有必要的。 置信区间:
2
21
?()2
n
i
i
i y y
S n =-=
-∑,其中2S 是2σ的无偏估计量,2S 称为剩余方差,S 称为剩余标
准差。[注:该表达式的自由度为2n -是因为有2个限制变量i i x y 和]故对于给定的0x ,y 值的概率为0.95的置信区间是:00( 1.96, 1.96)y S y S -+。点击参看置信区间的确定内容。
+++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++
Example
++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++++
实验数据如下表: 城镇居民家庭人均可支配收入 城市人均住宅面
积
城镇居民家庭人均可支配收入 城市人均住宅面
积
343.4 6.7 4838.9 17.0 477.6 7.2 5160.3 17.8 739.1 10.0 5425.1 18.7 1373.9 13.5 5854.0 19.4 1510.2 13.7 6280.0 20.3 1700.6 14.2 6859.6 20.8 2026.6 14.8 7702.8 22.8 2577.4 15.2 8472.2 23.7 3496.2 15.7 9421.6 25.0 4283.0 16.3
10493.0
26.1
步骤一:
先画出散点图,进行观察: 程序如下: >> c lf
>> x=[343.4 477.6 739.1 1373.9 1510.2 1700.6 2026.6 2577.4 3496.2 4283.0 4838.9 5160.3 5425.1 5854.0 6280.0 6859.6 7702.8 8472.2 9421.6 0493.0];
y=[6.7 7.2 10.0 13.5 13.7 14.2 14.8 15.2 15.7 16.3 17.0 17.8 18.7 19.4 20.3 20.8 22.8 23.7 25.0 26.1]; p lo t(x,y,'x ')
>> x label('城镇居民家庭人均可支配收入') ylabel('城市人均住宅面积') 在M ATALB 中的运行结果:
可以看到,除了个别点除外,基本上所有的点都分布在一条直线的附近。而且自变量只有一个,因此可以假设其回归模型为:01y x ββε=++; 步骤二:
求出回归系数,过程根据最小而乘法的公式计算; 计算公式为:
111122
1101???n
n n i i i i i i i n n
i i i i n x y x y n x x y x
βββ=====?????
-?
????????=????- ??
???
=-??∑∑∑∑∑其中,1111,n n i i i i x x y y n n ====∑∑; 编程:
>> [n1,n2]=si ze(x); lxx =0; lxy =0 for k=1:n 2
lx x=lxx +(x(k)-mean(x))^2 lx y=lxy+(x(k)-mean(x))*(y(k)-mea n(y)) end b=lxy/lxx
a=mea n(y)-b*me an(x) 在MATLAB 中的运行结果:
求得1?β=0.0017 0?β =9.4866, 故:y =9.4866+0.0017x 为所求。 整个数据拟合如下: >> c lf
>> x=[343.4 477.6 739.1 1373.9 1510.2 1700.6 2026.6 2577.4 3496.2 4283.0 4838.9 5160.3 5425.1 5854.0 6280.0 6859.6 7702.8 8472.2 9421.6 0493.0];
y=[6.7 7.2 10.0 13.5 13.7 14.2 14.8 15.2 15.7 16.3 17.0 17.8 18.7 19.4 20.3 20.8 22.8 23.7 25.0 26.1]; p lot (x,y,'x')
>> xl ab el('城镇居民家庭人均可支配收入') yl ab el('城市人均住宅面积')
>>[n1,n2]=size(x);
lxx=0;
lxy=0
for k=1:n2
lxx=lxx+(x(k)-mean(x))^2
lxy=lxy+(x(k)-mean(x))*(y(k)-mean(y))
end
b=lxy/lxx
a=mean(y)-b*mean(x)
[n1,n2]=size(x);
lxx=0;
lxy=0
for k=1:n2
lxx=lxx+(x(k)-mean(x))^2
lxy=lxy+(x(k)-mean(x))*(y(k)-mean(y))end
b=lxy/lxx
a=mean(y)-b*mean(x)
xx=linspace(0,12000,500)
yy=a+b*xx;
hold on
plot(xx,yy,'b-')
text(6000,15,'FitFunction: y=a+b*x')
在MATLAB中运行得到拟合图:
步骤三: 相关性检验;
)
)((2
2
2
2
y y x x y x xy r ---=
,同理编程计算出相关系数为:
r =0.964740192922406
由于r 的绝对值很接近1,所以相关性很强。换句话说,就是拟合程度很好; 或者|r |=0.964740192922406>0r =0.561,所以相关关系; 相关指数: R^2=0.9361 ,因此回归效果很好。 步骤四:
置信区间的确定;
可以根据表达式2
21
?()2
n
i
i
i y y
S n =-=
-∑计算出剩余方差,然后给定条件0x ,进而就可
以求解给定概率内的置信区间了。
至此,此次拟合基本完成。
当然,确定数据是可以拟合之后,就可以进步一计算拟合方程的截距,斜率等项目,再根据式子的意义,就可以对现实事物进行预测和分析了。
回归分析方法
第八章 回归分析方法 当人们对研究对象的内在特性和各因素间的关系有比较充分的认识时,一般用机理分析方法建立数学模型。如果由于客观事物内部规律的复杂性及人们认识程度的限制,无法分析实际对象内在的因果关系,建立合乎机理规律的数学模型,那么通常的办法是搜集大量数据,基于对数据的统计分析去建立模型。本章讨论其中用途非常广泛的一类模型——统计回归模型。回归模型常用来解决预测、控制、生产工艺优化等问题。 变量之间的关系可以分为两类:一类叫确定性关系,也叫函数关系,其特征是:一个变量随着其它变量的确定而确定。另一类关系叫相关关系,变量之间的关系很难用一种精确的方法表示出来。例如,通常人的年龄越大血压越高,但人的年龄和血压之间没有确定的数量关系,人的年龄和血压之间的关系就是相关关系。回归分析就是处理变量之间的相关关系的一种数学方法。其解决问题的大致方法、步骤如下: (1)收集一组包含因变量和自变量的数据; (2)选定因变量和自变量之间的模型,即一个数学式子,利用数据按照最小二乘准则计算模型中的系数; (3)利用统计分析方法对不同的模型进行比较,找出与数据拟合得最好的模型; (4)判断得到的模型是否适合于这组数据; (5)利用模型对因变量作出预测或解释。 应用统计分析特别是多元统计分析方法一般都要处理大量数据,工作量非常大,所以在计算机普及以前,这些方法大都是停留在理论研究上。运用一般计算语言编程也要占用大量时间,而对于经济管理及社会学等对高级编程语言了解不深的人来说要应用这些统计方法更是不可能。MATLAB 等软件的开发和普及大大减少了对计算机编程的要求,使数据分析方法的广泛应用成为可能。MATLAB 统计工具箱几乎包括了数理统计方面主要的概念、理论、方法和算法。运用MATLAB 统计工具箱,我们可以十分方便地在计算机上进行计算,从而进一步加深理解,同时,其强大的图形功能使得概念、过程和结果可以直观地展现在我们面前。本章内容通常先介绍有关回归分析的数学原理,主要说明建模过程中要做的工作及理由,如模型的假设检验、参数估计等,为了把主要精力集中在应用上,我们略去详细而繁杂的理论。在此基础上再介绍在建模过程中如何有效地使用MATLAB 软件。没有学过这部分数学知识的读者可以不深究其数学原理,只要知道回归分析的目的,按照相应方法通过软件显示的图形或计算所得结果表示什么意思,那么,仍然可以学到用回归模型解决实际问题的基本方法。包括:一元线性回归、多元线性回归、非线性回归、逐步回归等方法以及如何利用MATLAB 软件建立初步的数学模型,如何透过输出结果对模型进行分析和改进,回归模型的应用等。 8.1 一元线性回归分析 回归模型可分为线性回归模型和非线性回归模型。非线性回归模型是回归函数关于未知参数具有非线性结构的回归模型。某些非线性回归模型可以化为线性回归模型处理;如果知道函数形式只是要确定其中的参数则是拟合问题,可以使用MATLAB 软件的curvefit 命令或nlinfit 命令拟合得到参数的估计并进行统计分析。本节主要考察线性回归模型。 8.1.1 一元线性回归模型的建立及其MATLAB 实现 其中01ββ,是待定系数,对于不同的,x y 是相互独立的随机变量。 假设对于x 的n 个值i x ,得到 y 的n 个相应的值i y ,确定01ββ,的方法是根据最小二乘准则,要使 取最小值。利用极值必要条件令 01 0,0Q Q ββ??==??,求01ββ,的估计值01??ββ,,从而得到回归直线01 ??y x ββ=+。只不过这个过程可以由软件通过直线拟合完成,而无须进行繁杂的运算。
简单线性回归模型
第二章 简单线性回归模型 一、单项选择题 1.影响预测误差的因素有( ) A .置信度 B .样本容量 C .新解释变量X 0偏离解释变量均值的程度 D .如果给定值X 0等于X 的均值时,置信区间越长越好。 2.OLS E 的统计性质( ) A .线性无偏性 B .独具最小方差性 C .线性有偏 D .β∧ 是β的一致估计 3.OLSE 的基本假定( ) A .解释变量非随机 B .零均值 C .同方差 D .不自相关 4.F 检验与拟合优度指标之间的关系( ) A . 21111n p p R --?? ?- ?-?? B . 21111n p p R --?? ?- ?-?? C . 2111n p p R -???- ?-?? D . 2111n p p R -???- ?-?? 5.相关分析和回归分析的共同点( ) A .都可表示程度和方向 B .必须确定解释(自)变量和被解释(因)变量 C .不用确定解释(自)变量和被解释(因)变量 D .都研究变量间的统计关系 6.OLS E 的基本假设有( ) A .解释变量是随机的 B .随机误差项的零均值假设
C .随机误差项同方差假设 D .随机误差项线性相关假设 7.与 2 ()() 1 ()1i i i n x x y y i n x x i - --==∑∑ 等价的式子是( ) A .2 2 1()1i i i n x y nx y i n x n x i -=-=∑∑ B .2()1()1i i i n x x y i n x x i --==∑∑ C .2()1()1i i i n x x x i n x x i -=-=∑∑ D .xy xx L L 8.下列等式正确的是( ) A .SSR=SST+SSE B .SST=SSR+SSE C .SSE=SSR+SST D .SST=SST ×SSE 9.无偏估计量i β的方差是( ) A . 2 1 () n j j X X σ=-∑ B . 2 2 1 ()n j j X X σ=-∑ C . 2 () n j j X X σ=-∑
模态分析中的几个基本概念模态分析中的几个基本概念分析
模态分析中的几个基本概念 物体按照某一阶固有频率振动时,物体上各个点偏离平衡位置的位移是满足一定的比例关系的,可以用一个向量表示,这个就称之为模态。模态这个概念一般是在振动领域所用,你可以初步的理解为振动状态,我们都知道每个物体都具有自己的固有频率,在外力的激励作用下,物体会表现出不同的振动特性。一阶模态是外力的激励频率与物体固有频率相等的时候出现的,此时物体的振动形态叫做一阶振型或主振型;二阶模态是外力的激励频率是物体固有频率的两倍时候出现,此时的振动外形叫做二阶振型,以依次类推。一般来讲,外界激励的频率非常复杂,物体在这种复杂的外界激励下的振动反应是各阶振型的复合。模态是结构的固有振动特性,每一个模态具有特定的固有频率、阻尼比和模态振型。这些模态参数可以由计算或试验分析取得,这样一个计算或试验分析过程称为模态分析。有限元中模态分析的本质是求矩阵的特征值问题,所以“阶数”就是指特征值的个数。将特征值从小到大排列就是阶次。实际的分析对象是无限维的,所以其模态具有无穷阶。但是对于运动起主导作用的只是前面的几阶模态,所以计算时根据需要计算前几阶的。一个物体有很多个固有振动频率(理论上无穷多个),按照从小到大顺序,第一个就叫第一阶固有频率,依次类推。所以模态的阶数就是对应的固有频率的阶数。振型是指体系的一种固有的特性。它与固有频率相对应,即为对应固有频率体系自身振动的形态。每一阶固有频率都对应一种振型。振型与体系实际的振动形态不一定相同。振型对应于频率而言,一个固有频率对应于一个振型。按照频率从低到高的排列,来说第一振型,第二振型等等。此处的振型就是指在该固有频率下结构的振动形态,频率越高则振动周期越小。在实验中,我们就是通过用一定的频率对结构进行激振,观测相应点的位移状况,当观测点的位移达到最大时,此时频率即为固有频率。实际结构的振动形态并不是一个规则的形状,而是各阶振型相叠加的结果。 固有频率也称为自然频率( natural frequency)。物体做自由振动时,其位移随时间按正弦或余弦规律变化,振动的频率与初始条件无关,而仅与系统的固有特性有关(如质量、形状、材质等),称为固有频率,其对应周期称为固有周期。 物体做自由振动时,其位移随时间按正弦规律变化,又称为简谐振动。简谐振动的振幅及初相位与振动的初始条件有关,振动的周期或频率与初始条件无关,而与系统的固有特性有关,称为固有频率或者固有周期。 物体的频率与它的硬度、质量、外形尺寸有关,当其发生形变时,弹力使其恢复。弹力主要与尺寸和硬度有关,质量影响其加速度。同样外形时,硬度高的频率高,质量大的频率低。一个系统的质量分布,内部的弹性以及其他的力学性质决定 模态扩展是为了是结果在后处理器中观察而设置的,原因如下: 求解器的输出内容主要是固有频率,固有频率被写到输出文件Jobname.OUT 及振型文件Jobnmae.MODE 中,输出内容中也可以包含缩减的振型和参与因子表,这取决于对分析选项和输出控制的设置,由于振型现在还没有被写到数据库或结果文件中,因此不能对结果进行后处理,要进行后处理,必须对模态进行扩展。在模态分析中,我们用“扩展”这个词指将振型写入结果文件。也就是说,扩展模态不仅适用于Reduced 模态提取方法得到的缩减振型,而且也适用与其他模态提取方法得到的完整振型。因此,如果想在后处理器中观察振型,必须先扩展模态。谱分析中的模态合并是因为激励谱是其实是由一系列的激励组合成的一个谱,里面的频率不会是只有一个,而不同的激励频率对于结构产生的结果是不一样的,对于结果的贡献也是不一样的,所以要选择模态组合法对模态进行组合,得到最终的响应结果。
简述回归分析的概念与特点
简述回归分析的概念与特点 回归分析(regression analysis)是确定两种或两种以上变数间相互依赖的定量关系的一种统计分析方法。运用十分广泛,回归分析按照涉及的自变量的多少,可分为一元回归分析和多元回归分析;按照自变量和因变量之间的关系类型,可分为线性回归分析和非线性回归分析。如果在回归分析中,只包括一个自变量和一个因变量,且二者的关系可用一条直线近似表示,这种回归分析称为一元线性回归分析。如果回归分析中包括两个或两个以上的自变量,且因变量和自变量之间是线性关系,则称为多元线性回归分析。 方差齐性 线性关系 效应累加 变量无测量误差 变量服从多元正态分布 观察独立 模型完整(没有包含不该进入的变量、也没有漏掉应该进入的变量) 误差项独立且服从(0,1)正态分布。 现实数据常常不能完全符合上述假定。因此,统计学家研究出许多的回归模型来解决线性回归模型假定过程的约束。 研究一个或多个随机变量Y1 ,Y2 ,…,Yi与另一些变量X1、X2,…,Xk之间的关系的统计方法。又称多重回归分析。通常称Y1,Y2,…,Yi为因变量,X1、X2,…,Xk为自变量。回归分析是一类数学模型,特别当因变量和自变量为线性关系时,它是一种特殊的线性模型。最简单的情形是一个自变量和一个因变量,且它们大体上有线性关系,这叫一元线性回归,即模型为Y=a+bX+ε,这里X是自变量,Y是因变量,ε是随机误差,通常假定随机误差的均值为0,方差为σ^2(σ^2大于0)σ2与X的值无关。若进一步假定随机误差遵从正态分布,就叫做正态线性模型。一般的情形,差有k个自变量和一个因变量,因变量的值可以分解为两部分:一部分是由自变量的影响,即表示为自变量的函数,其中函数形式已知,但含一些未知参数;另一部分是由于其他未被考虑的因素和随机性的影响,即随机误差。当函数形式为未知参数的线性函数时,称线性回归分析模型;当函数形式为未知参数的非线性函数时,称为非线性回归分析模型。当自变量的个数大于1时称为多元回归,当因变量个数大于1时称为多重回归。 回归分析的主要内容为:①从一组数据出发确定某些变量之间的定量关系式,即建立数学模型并估计其中的未知参数。估计参数的常用方法是最小二乘法。②对这些关系式的可信程度进行检验。③在许多自变量共同影响着一个因变量的关系中,判断哪个(或哪些)自变量的影响是显著的,哪些自变量的影响是不显著的,将影响显著的自变量选入模型中,而剔除影响不显著的变量,通常用逐步回归、向前回归和向后回归等方法。④利用所求的关系式对某一生产过程进行预测或控制。回归分析的应用是非常广泛的,统计软件包使各种回归方法计算十分方便。
简单线性相关(一元线性回归分析)..
第十三讲 简单线性相关(一元线性回归分析) 对于两个或更多变量之间的关系,相关分析考虑的只是变量之间是否相关、相关的程度,而回归分析关心的问题是:变量之间的因果关系如何。回归分析是处理一个或多个自变量与因变量间线性因果关系的统计方法。如婚姻状况与子女生育数量,相关分析可以求出两者的相关强度以及是否具有统计学意义,但不对谁决定谁作出预设,即可以相互解释,回归分析则必须预先假定谁是因谁是果,谁明确谁为因与谁为果的前提下展开进一步的分析。 一、一元线性回归模型及其对变量的要求 (一)一元线性回归模型 1、一元线性回归模型示例 两个变量之间的真实关系一般可以用以下方程来表示: Y=A + BX + ε 方程中的A 、B 是待定的常数,称为模型系数,ε是残差,是以X 预测Y 产生的误差。 两个变量之间拟合的直线是: y a bx ∧ =+ y ∧ 是 y 的拟合值或预测值,它是在X 条件下Y 条件均值的估计 a 、 b 是回归直线的系数,是总体真实直线A 、B 的估计值,a 即 constant 是截距,当自变量的值为0时,因变量的值。 b 称为回归系数,指在其他所有的因素不变时,每一单位自变量的变化引起的因变量的变化。 可以对回归方程进行标准化,得到标准回归方程: y x ∧ =β β 为标准回归系数,表示其他变量不变时,自变量变化一个标准差单位(Z X X S j j j = -),因变量Y 的标准差的平均变化。
由于标准化消除了原来自变量不同的测量单位,标准回归系数之间是可以比较的,绝对值的大小代表了对因变量作用的大小,反映自变量对Y的重要性。 (二)对变量的要求:回归分析的假定条件 回归分析对变量的要求是: 自变量可以是随机变量,也可以是非随机变量。自变量X值的测量可以认为是没有误差的,或者说误差可以忽略不计。 回归分析对于因变量有较多的要求,这些要求与其它的因素一起,构成了回归分析的基本条件:独立、线性、正态、等方差。 (三)数据要求 模型中要求一个因变量,一个或多个自变量(一元时为1个自变量)。 因变量:要求间距测度,即定距变量。 自变量:间距测度(或虚拟变量)。 二、在对话框中做一元线性回归模型 例1:试用一元线性回归模型,分析大专及以上人口占6岁及以上人口的比例(edudazh)与人均国内生产总值(agdp)之间的关系。 本例使用的数据为st2004.sav,操作步骤及其解释如下: (一)对两个变量进行描述性分析 在进行回归分析以前,一个比较好的习惯是看一下两个变量的均值、标准差、最大值、最小值和正态分布情况,观察数据的质量、缺少值和异常值等,缺少值和异常值经常对线性回归分析产生重要影响。最简单的,我们可以先做出散点图,观察变量之间的趋势及其特征。通过散点图,考察是否存在线性关系,如果不是,看是否通过变量处理使得能够进行回归分析。如果进行了变量转换,那么应当重新绘制散点图,以确保在变量转换以后,线性趋势依然存在。 打开st2004.sav数据→单击Graphs → S catter →打开Scatterplot 对话框→单击Simple →单击 Define →打开 Simple Scatterplot对话框→点选 agdp到 Y Axis框→点选 edudazh到 X Aaxis框内→单击 OK 按钮→在SPSS的Output窗口输出所需图形。 图12-1 大专及以上人口占6岁及以上人口比例与人均国内生产总值的散点图
简单线性回归分析思考与练习参考答案
第10章 简单线性回归分析 思考与练习参考答案 一、最佳选择题 1.如果两样本的相关系数21r r =,样本量21n n =,那么( D )。 A. 回归系数21b b = B .回归系数12b b < C. 回归系数21b b > D .t 统计量11r b t t = E. 以上均错 2.如果相关系数r =1,则一定有( C )。 A .总SS =残差SS B .残差SS =回归 SS C .总SS =回归SS D .总SS >回归SS E. 回归MS =残差MS 3.记ρ为总体相关系数,r 为样本相关系数,b 为样本回归系数,下列( D )正确。 A .ρ=0时,r =0 B .|r |>0时,b >0 C .r >0时,b <0 D .r <0时,b <0 E. |r |=1时,b =1 4.如果相关系数r =0,则一定有( D )。 A .简单线性回归的截距等于0 B .简单线性回归的截距等于Y 或X C .简单线性回归的残差SS 等于0 D .简单线性回归的残差SS 等于SS 总 E .简单线性回归的总SS 等于0 5.用最小二乘法确定直线回归方程的含义是( B )。 A .各观测点距直线的纵向距离相等 B .各观测点距直线的纵向距离平方和最小 C .各观测点距直线的垂直距离相等 D .各观测点距直线的垂直距离平方和最小 E .各观测点距直线的纵向距离等于零 二、思考题 1.简述简单线性回归分析的基本步骤。 答:① 绘制散点图,考察是否有线性趋势及可疑的异常点;② 估计回归系数;③ 对总体回归系数或回归方程进行假设检验;④ 列出回归方程,绘制回归直线;⑤ 统计应用。 2.简述线性回归分析与线性相关的区别与联系。
曲式分析基本概念
乐思:即音乐的思想材料,构成音乐语言的素材,规模可大可小,小至音调和动机,其次是乐节、乐句、乐段等,大至完整的主题。主题:鲜明的形象性,一定的完成性 动机:最小规模的乐思,是音乐结构中的最小单位,是乐节的再划分部分,典型的动机包含一个节拍重音,即相当于一小节。音调:区别不同音乐形象的乐思,与动机着眼点不同 音型:旋律、结构、和声进行的乐思,与动机着眼点不同 乐思陈述的类型:呈示性、展开性、过渡性、收束性、导入性 音乐曲式的功能:三个主要功能(陈述、对比、再现)和三个辅助功能(引子、连接、结束)主题的陈述的特点:主题的统一、调性的统一、结构的统一 乐段:是构成独立段落的最小的结构。 乐段的特征:1、建立在单一主题上的、最小的完整曲式2、乐段的组成部分是乐句3、这些乐句之间具有问答呼应的关系,乐句数量不一定4、主调音乐风格的乐段,和声和旋律的完满终止时乐段结束时的典型标志5、大多数乐段的陈述时呈示型的6、乐段可以作为独立乐曲的曲式,也可以是较大型作品的一部分 乐段的类型:单乐段、平行复乐段、三重乐段、四重乐段、乐段聚集 单乐段:是包含一个乐段的结构。划分依据:1、依据和声:开放性乐段、收拢性乐段、转调乐段。2、依据主题材料及乐思发展的状况。3、依据乐段拥有乐句数量:二乐句乐段、三乐句乐段、四乐句乐段、多乐句乐段、单乐句数段。4、依据结构的模式:方整性乐段、非方整性乐段(基数节,前后两句乐节数量不等) 两乐句乐段:平行结构和对比结构。平行结构是指两乐句开头的主题材料基本相同,而落音或终止式不同。平行两乐句乐段常见的平行情况有:两乐句开头相同、第二乐句为第一乐句的模进或移调、第二乐句是第一乐句主题旋律的反向等。对比结构是指两乐句开头的主题材料基本不同,但仍保持着一定的呼应关系 平行复乐段:(三个条件缺一不可)1、两个大乐句开头的主题材料相同或相似2、大乐句的内部能够划分小乐句3、大乐句末尾的终止式不同,形成呼应。 单二部曲式:单二部曲式由两个部分组成,通常第一部分为乐段,第二部分为乐段或规模相当于乐段的段落。图式:ab由于发展主题的不同方式,二部曲式可以分为两种基本类型:单主题二部曲式、对比主题二部曲式(ab之间的区别可达到对比的程度) 单二部曲式因第二部分是否再现第一部分的主题因素,又可分为:有再现部的单二部曲式(第二部分在收束时再现第一部分的一个乐句,整个第二部分由相当于一个乐句的规模的中部和是乐句的再现部组成)、没有再现的单二部曲式 有再现的单二部曲式与单三部曲式的区别: 1、中部和再现部能分开单独成乐段的篇幅相当的、中部可能会做更大幅度的展开的是单三;中部与再现部合并的是单二。 2、再现部规模不同 单三的中部的类型:1单主题的中部:第一部分主题移到从属调或将第一部分主题材料进行分裂展开2对比主题的中部:与第一部分形成对比的另一个呈示部的乐段3合成性的中部:中部有两个或两个以上的部分联合形成 回旋曲式:基本主题(称为“主部”或“迭句”)出现三次以上,中间插入互不相同的段落(称为“插部”)。图式:abaca……. 17世纪~18世纪上半叶:单主题回旋曲式(古回旋曲式)——各个插部通常取材于主部主题,与逐步形成不大的对比 18世纪后半叶以后的世态风俗性回旋曲:对比主题回旋曲式(古典回旋曲式)——各个插部都和主部形成对比、与古回旋曲式完全不同
回归分析方法及其应用中的例子
3.1.2 虚拟变量的应用 例3.1.2.1:为研究美国住房面积的需求,选用3120户家庭为建模样本,回归模型为: 123log log P Y βββ++logQ= 其中:Q ——3120个样本家庭的年住房面积(平方英尺) 横截面数据 P ——家庭所在地的住房单位价格 Y ——家庭收入 经计算:0.247log 0.96log P Y -+logy=4.17 2 0.371R = ()() () 上式中2β=0.247-的价格弹性系数,3β=0.96的收入弹性系数,均符合经济学的常识,即价格上升,住房需求下降,收入上升,住房需求也上升。 但白人家庭与黑人家庭对住房的需求量是不一样的,引进虚拟变量D : 01i D ?=?? 黑人家庭 白人家庭或其他家庭 模型为:112233log log log log D P D P Y D Y βαβαβα+++++logQ= 例3.1.2.2:某省农业生产资料购买力和农民货币收入数据如下:(单位:十亿元) ①根据上述数据建立一元线性回归方程:
? 1.01610.09357y x =+ 20.8821R = 0.2531y S = 67.3266F = ②带虚拟变量的回归模型,因1979年中国农村政策发生重大变化,引入虚拟变量来反映农村政策的变化。 01i D ?=?? 19791979i i <≥年 年 建立回归方程为: ?0.98550.06920.4945y x D =++ ()() () 20.9498R = 0.1751y S = 75.6895F = 虽然上述两个模型都可通过显着性水平检验,但可明显看出带虚拟变量的回归模型其方差解释系数更高,回归的估计误差(y S )更小,说明模型的拟合程度更高,代表性更好。 3.5.4 岭回归的举例说明 企业为用户提供的服务多种多样,那么在这些服务中哪些因素更为重要,各因素之间的重要性差异到底有多大,这些都是满意度研究需要首先解决的问题。国际上比较流行并被实践所验证,比较科学的方法就是利用回归分析确定客户对不同服务因素的需求程度,具体方法如下: 假设某电信运营商的服务界面包括了A1……Am 共M 个界面,那么各界面对总体服务满意度A 的影响可以通过以A 为因变量,以A1……Am 为自变量的回归分析,得出不同界面服务对总体A 的影响系数,从而确定各服务界面对A 的影响大小。 同样,A1服务界面可能会有A11……A1n 共N 个因素的影响,那么利用上述方法也可以计算出A11……A1n 对A1的不同影响系数,由此确定A1界面中的重要因素。 通过两个层次的分析,我们不仅得出各大服务界面对客户总体满意度影响的大小以及不同服务界面上各因素的影响程度,同时也可综合得出某一界面某一因素对总体满意度的影响大小,由此再结合用户满意度评价、与竞争对手的比较等因素来确定每个界面细分因素在以后工作改进中的轻重缓急、重要性差异等,从而起到事半功倍的作用。 例 3.5.4:对某地移动通信公司的服务满意度研究中,利用回归方法分析各服务界面对总体满意度的影响。 a. 直接进入法 显然,这种方法计算的结果中,C 界面不能通过显着性检验,直接利用分析结果是错误
简单线性回归分析案例辨析及参考答案
第10章简单线性回归分析 案例辨析及参考答案 案例10-1年龄与身高预测研究。某地调查了4~18岁男孩与女孩身高,数据见教材表10-4,试描述男孩与女孩平均身高与年龄间的关系,并预测10.5岁、16.5岁、19岁与20岁男孩与女孩的身高。 教材表10-4 某地男孩与女孩平均身高与年龄的调查数据 采用SPSS对身高与年龄进行回归分析,结果如表教材10-5和教材表10-6所示。 教材表10-5 男孩身高对年龄的简单线性回归分析结果 估计值标准误P Constant 83.736 3 1.882 4 44.483 9 0.000 0 AGE 5.274 8 0.167 6 31.479 8 0.000 0 =990.98 =98.5% 教材表10-6 女孩身高对年龄的简单线性回归分析结果 估计值标准误P Constant 88.432 6 3.280 0 26.961 1 0.000 0 AGE 4.534 0 0.292 0 15.529 0 0.000 0 =241.15 =94.1% 经拟合简单线性回归模型,检验结果提示回归方程具有统计学意义。结果提示,拟合效果非常好,故可认为: (1)男孩与女孩的平均身高随年龄线性递增,年龄每增长1岁,男孩与女孩身高分别平均增加5.27 cm与4.53 cm,男孩生长速度快于女孩的生长速度。 (2)依照回归方程预测该地男孩10.5岁、16.5岁、19岁和20岁的平均身高依次为139.1 cm、170.8 cm、184.0 cm和189.2 cm;该地女孩10.5岁、16.5岁、19岁和20岁的平均身高依次为136.0 cm、163.2 cm、174.6 cm和179.1 cm。 针对以上分析结果,请考虑: (1)分析过程是否符合回归分析的基本规范? (2)回归模型能反映数据的变化规律吗? (3)拟合结果和依据回归方程而进行的预测有问题吗?
第三章回归分析原理
第三章 回归分析原理 3·1、一元线性回归数学模型 按理说,在研究某一经济现象时,应该尽量考虑到与其有关各种有影响的因素或变量。但作为理论的科学研究来说,创造性地简化是其的基本要求,从西方经济学的基本理论中,我们可以看到在一般的理论分析中,至多只包含二、三个 变量的数量关系的分析或模型。 这里所讨论的一元线性回归数学模型,是数学模型的最简单形式。当然要注意的是,这里模型讨论是在真正回归意义上来进行的,也可称之为概率意义上的线性模型。 在非确定性意义上,或概率意义上讨论问题,首先要注意一个最基本的概念或思路问题,这就是总体和样本的概念。 我们的信念是任何事物在总体上总是存在客观规律的,虽然我们无论如何也不可能观察或得到总体,严格说来,总体是无限的。而另一方面,我们只可能观察或得到的是样本,显然样本肯定是总体的一部分,但又是有限的。 实际上概率论和数理统计的基本思想和目的,就是希望通过样本所反映出来的信息来揭示总体的规律性,这种想法或思路显然存在重大的问题。但另一方面,我们也必须承认,为了寻找总体的规律或客观规律,只能通过样本来进行,因为我们只可能得到样本。 在前面我们已经知道,用回归的方法和思路处理非确定性问题或散点图,实际上存在一些问题,亦即只有在某些情况下,回归的方法才是有效的。因此,在建立真正回归意义上建立其有效方法时,必须作出相应的假设条件。 基本假设条件: (1)假设概率函数)|(i i X Y P 或随机变量i Y 的分布对于所有i X 值,具有相同的方差2σ ,且2σ 是一个常数,亦即)(i Y Var =)(i Var μ=2σ。 (2)假设i Y 的期望值)(i Y E 位于同一条直线上,即其回归直线为 )(i Y E =i X βα+ 等价于 0)(=i E μ 这个假设是最核心的假设,它实际上表明)(i Y E 与i X 之间是确定性的关系。 (3)假设随机变量i Y 是完全独立的,亦即。j i u u Cov Y Y Cov j i j i ≠==,0),(),(
回归分析方法
回归分析方法Newly compiled on November 23, 2020
第八章回归分析方法 当人们对研究对象的内在特性和各因素间的关系有比较充分的认识时,一般用机理分析方法建立数学模型。如果由于客观事物内部规律的复杂性及人们认识程度的限制,无法分析实际对象内在的因果关系,建立合乎机理规律的数学模型,那么通常的办法是搜集大量数据,基于对数据的统计分析去建立模型。本章讨论其中用途非常广泛的一类模型——统计回归模型。回归模型常用来解决预测、控制、生产工艺优化等问题。 变量之间的关系可以分为两类:一类叫确定性关系,也叫函数关系,其特征是:一个变量随着其它变量的确定而确定。另一类关系叫相关关系,变量之间的关系很难用一种精确的方法表示出来。例如,通常人的年龄越大血压越高,但人的年龄和血压之间没有确定的数量关系,人的年龄和血压之间的关系就是相关关系。回归分析就是处理变量之间的相关关系的一种数学方法。其解决问题的大致方法、步骤如下: (1)收集一组包含因变量和自变量的数据; (2)选定因变量和自变量之间的模型,即一个数学式子,利用数据按照最小二乘准则计算模型中的系数; (3)利用统计分析方法对不同的模型进行比较,找出与数据拟合得最好的模型; (4)判断得到的模型是否适合于这组数据; (5)利用模型对因变量作出预测或解释。 应用统计分析特别是多元统计分析方法一般都要处理大量数据,工作量非常大,所以在计算机普及以前,这些方法大都是停留在理论研究上。运用一般计算语言编程也要
占用大量时间,而对于经济管理及社会学等对高级编程语言了解不深的人来说要应用这些统计方法更是不可能。MATLAB 等软件的开发和普及大大减少了对计算机编程的要求,使数据分析方法的广泛应用成为可能。MATLAB 统计工具箱几乎包括了数理统计方面主要的概念、理论、方法和算法。运用MATLAB 统计工具箱,我们可以十分方便地在计算机上进行计算,从而进一步加深理解,同时,其强大的图形功能使得概念、过程和结果可以直观地展现在我们面前。本章内容通常先介绍有关回归分析的数学原理,主要说明建模过程中要做的工作及理由,如模型的假设检验、参数估计等,为了把主要精力集中在应用上,我们略去详细而繁杂的理论。在此基础上再介绍在建模过程中如何有效地使用MATLAB 软件。没有学过这部分数学知识的读者可以不深究其数学原理,只要知道回归分析的目的,按照相应方法通过软件显示的图形或计算所得结果表示什么意思,那么,仍然可以学到用回归模型解决实际问题的基本方法。包括:一元线性回归、多元线性回归、非线性回归、逐步回归等方法以及如何利用MATLAB 软件建立初步的数学模型,如何透过输出结果对模型进行分析和改进,回归模型的应用等。 8.1 一元线性回归分析 回归模型可分为线性回归模型和非线性回归模型。非线性回归模型是回归函数关于未知参数具有非线性结构的回归模型。某些非线性回归模型可以化为线性回归模型处理;如果知道函数形式只是要确定其中的参数则是拟合问题,可以使用MATLAB 软件的curvefit 命令或nlinfit 命令拟合得到参数的估计并进行统计分析。本节主要考察线性回归模型。 一元线性回归模型的建立及其MATLAB 实现 其中01ββ,是待定系数,对于不同的,x y 是相互独立的随机变量。
第二章(简单线性回归模型)2-2答案教学文稿
第二章(简单线性回归模型)2-2答案
2.2 简单线性回归模型参数的估计 一、判断题 1.使用普通最小二乘法估计模型时,所选择的回归线使得所有观察值的残差和达到最小。(F) 2.随机扰动项i u 和残差项i e 是一回事。(F ) 3.在任何情况下OLS 估计量都是待估参数的最优线性无偏估计。(F ) 4.满足基本假设条件下,随机误差项i μ服从正态分布,但被解释变量Y 不一定服从正态分 布。 ( F ) 5.如果观测值i X 近似相等,也不会影响回归系数的估计量。 ( F ) 二、单项选择题 1.设样本回归模型为i 01i i ??Y =X +e ββ+,则普通最小二乘法确定的i ?β的公式中,错误的是( D )。 A . ()() () i i 1 2 i X X Y -Y ?X X β--∑∑= B . () i i i i 1 2 2i i n X Y -X Y ?n X -X β ∑∑∑∑∑= C .i i 122i X Y -nXY ?X -nX β∑∑= D .i i i i 12 x n X Y -X Y ?βσ∑∑∑= 2.以Y 表示实际观测值,?Y 表示回归估计值,则普通最小二乘法估计参数的准则是使( D )。 A .i i ?Y Y 0∑(-)= B .2 i i ?Y Y 0∑ (-)= C .i i ?Y Y ∑(-)=最小 D .2 i i ?Y Y ∑ (-)=最小 3.设Y 表示实际观测值,?Y 表示OLS 估计回归值,则下列哪项成立( D )。 A .?Y Y = B .?Y Y = C .?Y Y = D .?Y Y = 4.用OLS 估计经典线性模型i 01i i Y X u ββ+=+,则样本回归直线通过点( D )。 A .X Y (,) B . ?X Y (,) C .?X Y (,) D .X Y (,) 5.以Y 表示实际观测值,?Y 表示OLS 估计回归值,则用OLS 得到的样本回归直线
因子分析的基本概念和步骤
因子分析的基本概念和步骤 一、因子分析的意义 在研究实际问题时往往希望尽可能多地收集相关变量,以期望能对问题有比较全面、完整的把握和认识。例如,对高等学校科研状况的评价研究,可能会搜集诸如投入科研活动的人数、立项课题数、项目经费、经费支出、结项课题数、发表论文数、发表专著数、获得奖励数等多项指标;再例如,学生综合评价研究中,可能会搜集诸如基础课成绩、专业基础课成绩、专业课成绩、体育等各类课程的成绩以及累计获得各项奖学金的次数等。虽然收集这些数据需要投入许多精力,虽然它们能够较为全面精确地描述事物,但在实际数据建模时,这些变量未必能真正发挥预期的作用,“投入”和“产出”并非呈合理的正比,反而会给统计分析带来很多问题,可以表现在: 计算量的问题 由于收集的变量较多,如果这些变量都参与数据建模,无疑会增加分析过程中的计算工作量。虽然,现在的计算技术已得到了迅猛发展,但高维变量和海量数据仍是不容忽视的。 变量间的相关性问题 收集到的诸多变量之间通常都会存在或多或少的相关性。例如,高校科研状况评价中的立项课题数与项目经费、经费支出等之间会存在较高的相关性;学生综合评价研究中的专业基础课成绩与专业课成绩、获奖学金次数等之间也会存在较高的相关性。而变量之间信息的高度重叠和高度相关会给统计方法的应用带来许多障碍。例如,多元线性回归分析中,如果众多解释变量之间存在较强的相关性,即存在高度的多重共线性,那么会给回归方程的参数估计带来许多麻烦,致使回归方程参数不准确甚至模型不可用等。类似的问题还有很多。 为了解决这些问题,最简单和最直接的解决方案是削减变量的个数,但这必然又会导致信息丢失和信息不完整等问题的产生。为此,人们希望探索一种更为有效的解决方法,它既能大大减少参与数据建模的变量个数,同时也不会造成信息的大量丢失。因子分析正式这样一种能够有效降低变量维数,并已得到广泛应用的分析方法。 因子分析的概念起源于20世纪初Karl Pearson和Charles Spearmen等人关于智力测验的统计分析。目前,因子分析已成功应用于心理学、医学、气象、地址、经济学等领域,并因此促进了理论的不断丰富和完善。 因子分析以最少的信息丢失为前提,将众多的原有变量综合成较少几个综合指标,名为因子。通常,因子有以下几个特点: ↓因子个数远远少于原有变量的个数 原有变量综合成少数几个因子之后,因子将可以替代原有变量参与数据建模,这将大大减少分析过程中的计算工作量。 ↓因子能够反映原有变量的绝大部分信息 因子并不是原有变量的简单取舍,而是原有变量重组后的结果,因此不会造成原有变量信息的大量丢失,并能够代表原有变量的绝大部分信息。 ↓因子之间的线性关系并不显著 由原有变量重组出来的因子之间的线性关系较弱,因子参与数据建模能够有效地解决变量多重共线性等给分析应用带来的诸多问题。 ↓因子具有命名解释性 通常,因子分析产生的因子能够通过各种方式最终获得命名解释性。因子的命名解
主成分分析法概念及例题
主成分分析法 主成分分析(principal components analysis,PCA)又称:主分量分析,主成分回归分析法 [编辑] 什么是主成分分析法 主成分分析也称主分量分析,旨在利用降维的思想,把多指标转化为少数几个综合指标。 在统计学中,主成分分析(principal components analysis,PCA)是一种简化数据集的技术。它是一个线性变换。这个变换把数据变换到一个新的坐标系统中,使得任何数据投影的第一大方差在第一个坐标(称为第一主成分)上,第二大方差在第二个坐标(第二主成分)上,依次类推。主成分分析经常用减少数据集的维数,同时保持数据集的对方差贡献最大的特征。这是通过保留低阶主成分,忽略高阶主成分做到的。这样低阶成分往往能够保留住数据的最重要方面。但是,这也不是一定的,要视具体应用而定。 [编辑] 主成分分析的基本思想
在实证问题研究中,为了全面、系统地分析问题,我们必须考虑众多影响因素。这些涉及的因素一般称为指标,在多元统计分析中也称为变量。因为每个变量都在不同程度上反映了所研究问题的某些信息,并且指标之间彼此有一定的相关性,因而所得的统计数据反映的信息在一定程度上有重叠。在用统计方法研究多变量问题时,变量太多会增加计算量和增加分析问题的复杂性,人们希望在进行定量分析的过程中,涉及的变量较少,得到的信息量较多。主成分分析正是适应这一要求产生的,是解决这类题的理想工具。 同样,在科普效果评估的过程中也存在着这样的问题。科普效果是很难具体量化的。在实际评估工作中,我们常常会选用几个有代表性的综合指标,采用打分的方法来进行评估,故综合指标的选取是个重点和难点。如上所述,主成分分析法正是解决这一问题的理想工具。因为评估所涉及的众多变量之间既然有一定的相关性,就必然存在着起支配作用的因素。根据这一点,通过对原始变量相关矩阵内部结构的关系研究,找出影响科普效果某一要素的几个综合指标,使综合指标为原来变量的线性拟合。这样,综合指标不仅保留了原始变量的主要信息,且彼此间不相关,又比原始变量具有某些更优越的性质,就使我们在研究复杂的科普效果评估问题时,容易抓住主要矛盾。上述想法可进一步概述为:设某科普效果评估要素涉及个指标,这指标构成的维随机向量为。对作正交变换,令,其中为正交阵,的各分量是不相关的,使得的各分量在某个评估要素中的作用容易解释,这就使得我们有可能从主分量中选择主要成分,削除对这一要素影响微弱的部分,通过对主分量的重点分析,达到对原始变量进行分析的目的。的各分量是原始变量线性组合,不同的分量表示原始变量之间不同的影响关系。由于这些基本关系很可能与特定的作用过程相联系,主成分分析使我们能从错综复杂的科普评估要素的众多指标中,找出一些主要成分,以便有效地利用大量统计数据,进行科普效果评估分析,使我们在研究科普效果评估问题中,可能得到深层次的一些启发,把科普效果评估研究引向深入。 例如,在对科普产品开发和利用这一要素的评估中,涉及科普创作人数百万人、科普作品发行量百万人、科普产业化(科普示范基地数百万人)等多项指标。经过主成分分析计算,最后确定个或个主成分作为综合评价科普产品利用和开发的综合指标,变量数减少,并达到一定的可信度,就容易进行科普效果的评估。 [编辑] 主成分分析法的基本原理 主成分分析法是一种降维的统计方法,它借助于一个正交变换,将其分量相关的原随机向量转化成其分量不相关的新随机向量,这在代数上表现为将原随机向量的协方差阵变换成对角形阵,在几何上表现为将原坐标系变换成新的正交坐标系,使之指向样本点散布最开的p 个正交方向,然后对多维变量系统进行降维处理,使之能以一个较高的精度转换成低维变量系统,再通过构造适当的价值函数,进一步把低维系统转化成一维系统。 [编辑] 主成分分析的主要作用
第二章 简单线性回归模型练习题
第二章简单线性回归模型练习题 一、术语解释 1 解释变量 2 被解释变量 3 线性回归模型 4 最小二乘法 5 方差分析 6 参数估计 7 控制 8 预测 二、填空 ξ,目的在于使模型更1 在经济计量模型中引入反映()因素影响的随机扰动项 t 符合()活动。 2 在经济计量模型中引入随机扰动项的理由可以归纳为如下几条:(1)因为人的行为的()、社会环境与自然环境的()决定了经济变量本身的();(2)建立模型时其他被省略的经济因素的影响都归入了()中;(3)在模型估计时,()与归并误差也归入随机扰动项中;(4)由于我们认识的不足,错误的设定了()与()之间的数学形式,例如将非线性的函数形式设定为线性的函数形式,由此产生的误差也包含在随机扰动项中了。 3 ()是因变量离差平方和,它度量因变量的总变动。就因变量总变动的变异来源看,它由两部分因素所组成。一个是自变量,另一个是除自变量以外的其他因素。()是拟合值的离散程度的度量。它是由自变量的变化引起的因变量的变化,或称自变量对因变量变化的贡献。()是度量实际值与拟合值之间的差异,它是由自变量以外的其他因素所致,它又叫残差或剩余。 4 回归方程中的回归系数是自变量对因变量的()。某自变量回归系数β的意义,指
的是该自变量变化一个单位引起因变量平均变化( )个单位。 5 模型线性的含义,就变量而言,指的是回归模型中变量的( );就参数而言,指的是回归模型中的参数的( );通常线性回归模型的线性含义是就( )而言的。 6 样本观察值与回归方程理论值之间的偏差,称为( ),我们用残差估计线性模型中的( )。 三、简答题 1 在线性回归方程中,“线性”二字如何理解 2 用最小二乘法求线性回归方程系数的意义是什么 3 一元线性回归方程的基本假设条件是什么 4 方差分析方法把数据总的平方和分解成为两部分的意义是什么 5 试叙述t 检验法与相关系数检验法之间的联系。 6 应用线性回归方程控制和预测的思想。 7 线性回归方程无效的原因是什么 8 回归分析中的随机误差项i ε有什么作用它与残差项t e 有何区别 9 判断如下模型,哪些是线性模型,哪些不是。以及它们经过怎样的变化能够变成线性模型 模型 描述性名称 121 .i i i a Y X ββε?? =++ ??? 倒数 12.ln i i i b Y X ββε=++ 半对数 12.ln i i i c Y X ββε=++ 反半对数 12. ln ln ln i i i c Y X ββε=++ 对数或双对数 121 . ln i i i c Y X ββε?? =-+ ??? 对数倒数 10 如下模型是线性回归模型吗并说出原因。 12.i i X i a Y e ββε++= 121.1i i i X b Y e ββε++= +
四大波谱基本概念以及解析
四大谱图基本原理及图谱解析 一.质谱 1.基本原理: 用来测量质谱的仪器称为质谱仪,可以分成三个部分:离子化器、质量分析器与侦测器。其基本原理是使试样中的成分在离子化器中发生电离,生成不同荷质比的带正电荷离子,经加速电场的作用,形成离子束,进入质量分析器。在质量分析器中,再利用电场或磁场使不同质荷比的离子在空间上或时间上分离,或是透过过滤的方式,将它们分别聚焦到侦测器而得到质谱图,从而获得质量与浓度(或分压)相关的图谱。 在质谱计的离子源中有机化合物的分子被离子化。丢失一个电子形成带一个正电荷的奇电子离子(M+·)叫分子离子。它还会发生一些化学键的断裂生成各种 碎片离子。带正电荷离子的运动轨迹:经整理可写成: 式中:m/e为质荷比是离子质量与所带电荷数之比;近年来常用m/z表示质荷比;z表示带一个至多个电荷。由于大多数离子只带一个电荷,故m/z就可以看作离子的质量数。 质谱的基本公式表明: (1)当磁场强度(H)和加速电压(V)一定时,离子的质荷比与其在磁场中运动半径的平方成正比(m/z ∝r2m),质荷比(m/z)越大的离子在磁场中运动的轨道半径(rm)也越大。这就是磁场的重要作用,即对不同质荷比离子的色散作用。 (2)当加速电压(V)一定以及离子运动的轨道半径(即收集器的位置)一定时,离子的质荷比(m/z)与磁场强度的平方成正比(m/z∝H2)改变H即所谓的磁场扫描,磁场由小到大改变,则由小质荷比到大质荷比的离子依次通过收集狭缝,分别被收集、检出和记录下来。
(3)若磁场强度(H)和离子的轨道半径(rm)一定时,离子的质荷比(m/z)与加速电压(V)成反比(m/z∝1/V),表明加速电压越高,仪器所能测量的质量范围越小。就测量的质量范围而言,希望质量范围大一些,这就必须降低加速电压。从提高灵敏度和分辨率来讲,需要提高加速电压。这是一对矛盾,解决的办法是在质量范围够用的情况下尽量提高加速电压,高分辨质谱计加速电压为8kV,中分辨为4~3kV。 2.解析方法: 质谱的表示方法有质谱图和质谱表两种,最常用的为质谱图。质谱图的横座标是离子的质荷比(m/z)。当离子所带的电荷z=l时,质荷比就是离子的质量质谱的纵坐标表示相对强度或相对丰度。以质谱图中最强峰的强度为100%,称为基峰。 质谱中的分子离子(M+·)和碎片离子(A+)都是由天然丰度最大的轻同位素组成的。比分子离子(M+·)或碎片离子(A+)峰高1~3质量数处可观察到一些小峰,它们来自重同位素的贡献,称为同位素峰。由于各种元素同位素的天然丰度不同,它们同位素峰的强度也不相同,同位素峰的强度不仅与重同位素天然丰度有关,还与分子所含元素的数目有关。所以,由质谱确定相对分子质量、分子式比其他方法准确度高,测定速度快、样品量少。分子离子峰的质荷比(m/z)就是该化合物的相对分子质量,再根据同位素峰的相对强度就可以确定分子式。 3.实例解析: