双参数法模型

分布参数法建模

前面建立的模型都用了考察对象在系统中的均匀分布假设。这种方法建模被称为集中参数法。

考虑个体差异(或分布差异)的建模方法被称为分布参数法。分布参数法用于连续变量的问题时,得到的通常都是偏微分方程,无论建模还是求解都比较困难。仅举两个简单例子,来说明这种方法的应用。

例8 人口问题的偏微分方程模型

人有年龄、性别等区别,本例中考虑到这些因素,用分布参数法来建立人口问题的数学模型。

令p (t ,x )为t 时刻年龄为x 的人口密度,则t 时人口总数为:

A 为人的最大寿命。

设t 时刻年龄为x 的人的死亡率为d (t ,x ),则有:

=dt ,由上式可导出:

3.38)初始条件: P (0,x )=P 0(x )(3.39)边界条件: 3.40)

k (t ,x )女性性别比b (t ,x )女性生育率[x 1,x 2]妇女生育期0()(,)A

P t p t x dx =?(,)(,)(,)(,)p t dt x dx p t x dt dx d t x dt p t x dxdt +--=--(,)(,)p p d t x p t x t x

??+=-??2

1(,0)(,)(,)(,)x x P t b t x k t x p t x dx =?

对(3.38)式关于x 从0到A 积分,得:

(t )、D (t )分别为t 时刻的生育率和死亡率。则有:B (t )、D (t )与t 无关,则可得:Malthus 模型

2100(,0)(,)(,)(,)(,)(,)(,)(,)A x A

x dP P t d t x p t x dx dt

b t x k t x p t x dx d t x p t x dx =-=-???00(,)(,)(,)()()

(,)(,)()()

A A b t x k t x p t x dx

B t P t d t x p t x dx D t P t ==??(()())()dP B t D t P t dt =-0

()()(0)dP B D P t dt P P ?=-???=?

例9 交通流问题

问题的两个角度:

司机或旅客安全、快速地到达目的地

交通管理部门尽可能多的人安全地通过集中参数法:

假设车流量是均匀分布

目标使车流密度保持在安全的范围之内,让司机尽可能开得快些即可,必要时司机自己会刹车。

现实生活中可能吗?

车流密度和车速不可能是常数

分布参数法:

x 轴表示公路,x 轴正向表示车流方向。

如果采用连续模型,设u (t ,x )为时刻t 时车辆按x 方向分布的密度,再设q (t ,x )为车辆通过x 点的流通率。车辆数守恒,有:

(,)(,)0u q t x t x t x

??+=??(3.41)由于安全上的原因,q 是u 的函数,该函数关系称为基本方程或结构方程。

(,)(,)(,)(,)u t dt x dx u t x dx q t x dt q t x dx dt

+-=-+

利用经验公式导出基本方程。q

0u

u m u j 图3-28图3-28是根据美国公路上的车辆情况而统计出来的曲线,其中u 的单位是车辆数/每英里,q 的单位为车辆数/每小时。图中可以看出:

(2)u 增大到一定程度(达到u m )时,q 达到最大;u 继续增大时,车辆流q 将减小,这表示车辆密度太大反而会影响车辆率,使之下降,(出现堵塞)。

(1)当u 的值较小时,公路利用率较低,q 较小(u =0时公路是空置的,车辆率q 为零);随着u 的增大,公路利用率逐渐提高,q 逐渐增大。

根据美国公路实际统计:

当u ≈75辆/每英里可达到最大车辆流

当u ≈225辆/英里时,q ≈0,即堵塞。

根据图3-28中曲线的特征,可用多种函数来拟合q =q (u )。u f 为自由速度,u j 为出现完全堵塞时的车流密度。

Greenshields 用二次函数来拟合。

他令:(1/)f j q u u u u =-0≤u ≤u j

u m =u j /2,q m =u f u m

/2有:将Greenshields 的基本方程代入(3.41),利用复合函数求导法则并注意到u f 、u j 均为常数,可得:2(,)()(,)0f f j u u u u t x u t x t u x

??+-=??令,方程可简化为:2f

f j u h u u u =-(,)(,)0h h t x h t x t x ??+=??初值条件:02(0,)()f

f j u h x u u x u =-

非参数回归模型资料

非参数回归模型

精品资料 仅供学习与交流,如有侵权请联系网站删除 谢谢2 非参数回归模型 非参数回归模型也叫多元回归模型,它是一种脱离于混沌理论的多条路段分析方法。它是对当前路段和几条相邻路段的交通流信息对当前路段进行交通流预测的单条路段分析的扩展。它不需要先验知识,只需要有足够的历史数据即可。它的原理是:在历史数据库中寻找与当前点相似的近邻,并根据这些近邻来预测下一时间段的流量。该算法认为系统所有的因素之间的内在联系都蕴含在历史数据中,因此直接从历史数据中得到信息而不是为历史数据建立一个近似模型。非参数回归最为一种无参数、可移植、预测精度高的算法,它的误差比较小,且误差分布情况良好。尤其通过对搜索算法和参数调整规则的改进,使其可以真正达到实时交通流预测的要求。并且这种方法便于操作实施,能够应用于复杂环境,可在不同的路段上方便地进行预测。能够满足路网上不同路段的预测,避免路段位置和环境对预测的影响。随着数据挖掘技术左键得到人们的认可和国内外学者的大量相关研究,使得非参数回归技术在短时交通流预测领域得到广泛应用。 非参数回归的回归函数()X g Y =的估计值()X g n 一般表示为: ()()∑==n i i i i n Y X W X g 1 其中,Y 为以为广策随机变量;X 为m 维随机变量;(Xi,Yi )为第i 次观测值,i=1,...,n ;Wi(Xi)为权函数.非参数回归就是对g(X)的形状不加任何限制,即对g (X )一无所知的情况下,利用观测值(Xi,Yi ),对指定的X 值去估计Y 值。由于其不需要对系统建立精确的数学模型,因此比较适合对事变的、非线性的系统进行预测,符合对城市交通流的预测,同时可以与历史平均模型实现优缺点的互补。 K 近邻法 Friedman 于1977年提出了K 近邻法。其并不是让所有的数据都参与预 测,而是以数据点到X 点的距离为基础,甲醛是只有离X 最近的K 个数据被用来估计相应的g(X)值。可以引入欧式空间距离d ,然后按这个距离将X1,X2,...,Xn 与X 接近的程度重新排序:Xk1,...,Xkn,取权值如下: Wki(X:X1,...,Xn)=ki,i=1,..,n 将与X 最近的前K 个观测值占有最大的权K=1,其余的观测值赋予权值k=0.最终得到应用于短时交通流预测的K 近邻法可表示为:

非参数统计实验(全)新

第四章 非参数统计实验 参数统计学中的许多统计分析方法的应用对总体都有严格的假定,例如,t 检验要求总体服从正态分布,F 检验要求误差呈正态分布且各组方差为齐性的等等,然而在现实生活中,有许多总体的分布我们却是一无所知或知之甚少,所以在参数模型中所建立的统计推断就会失效,于是,人们希望在不假定总体分布的情况下,尽量从数据本身来获得所需要的信息。这就是非参数统计的宗旨。非参数统计方法简便,适用性强,但检验效率较低,应用时应加以考虑。 实验一 卡方检验(Chi-square test ) 实验目的: 掌握卡方检验方法。 实验内容: 一、2χ拟合优度检验 二、2χ独立性检验 三、2χ齐性检验 实验工具: SPSS 非参数统计分析菜单项和Crosstabs 菜单项。 知识准备: 一、卡方拟合优度检验 2 χ检验(Chi —Square Test) 适用于拟合优度检验,适用于定类变量的检验问 题,用来检验实际观察数目与理论期望数目是否有显著差异。当检验问题是实际分布是否与理论分布相符合时,在大样本时也可以用分类数据的卡方检验来解决,这时的卡方检验也称为分布拟合的卡方检验。 若样本分为k 类,每类实际观察频数为k f f f ,,,21 ,与其相对应的期望频数为 k e e e ,,,21 ,则检验统计量2χ可以测度观察频数与期望频数之间的差 异。其计算公式为: ∑ ∑ -= -= =期望频数 期望频数实际频数2 1 2 2 ) () (k i i i i e e f χ

很显然,实际频数与望频数越接近,2χ值就越小,若2χ=0,则上式中分子的每—项都必须是0,这意味着k 类中每一类观察频数与期望频数完全一样,即完全拟合。2χ统计量可以用来测度实际观察频数与期望频数之间的拟合程度。 在H 0成立的条件下,样本容量n 充分大时,2χ统计量近似地服从自由度df =k-1的 2 χ分布,因而,可以根据给定的显著性水平α,在临界值表中查到 相应的临界值)1(2 -k αχ。若)1(2 2 -≥k αχχ ,则拒绝H 0,否则不能拒绝H 0。 所有的统计软件都可以输出检验统计量的显著性p 值,也可以根据显著性p 值和显著性水平α作比较,若α≤p ,则拒绝H 0,否则不能拒绝H 0。 另外卡方拟合优度检验也可以用来检验某总体是否服从某一特定分布的假设。拟合优度检验中几种常用分布的参数如表4-1: 表4-1 拟合优度检验中几种分布的参数 二、2χ独立性检验 假设有n 个随机试验的结果按照两个变量A 和B 分类,A 取值为A 1,A 2,…,A r ,B 取值为B 1,B 2,…,B s ,则形成了一张s r ?的列联表,称为s r ?二维列联 表。其中ij n 表示A 取A i 及B 取B j 的频数,n n r 1 i s 1 j ij =∑∑==,其中: r ,...,2,1i ,n n s 1j ij i.== ∑=表示各行的频数之和 s ,...,2,1i ,n n r 1 i ij .j == ∑=表示各列的频数之和

非参数回归模型

非参数回归模型 非参数回归模型也叫多元回归模型,它是一种脱离于混沌理论的多条路段分析方法。它是对当前路段和几条相邻路段的交通流信息对当前路段进行交通流预测的单条路段分析的扩展。它不需要先验知识,只需要有足够的历史数据即可。它的原理是:在历史数据库中寻找与当前点相似的近邻,并根据这些近邻来预测下一时间段的流量。该算法认为系统所有的因素之间的内在联系都蕴含在历史数据中,因此直接从历史数据中得到信息而不是为历史数据建立一个近似模型。非参数回归最为一种无参数、可移植、预测精度高的算法,它的误差比较小,且误差分布情况良好。尤其通过对搜索算法和参数调整规则的改进,使其可以真正达到实时交通流预测的要求。并且这种方法便于操作实施,能够应用于复杂环境,可在不同的路段上方便地进行预测。能够满足路网上不同路段的预测,避免路段位置和环境对预测的影响。随着数据挖掘技术左键得到人们的认可和国内外学者的大量相关研究,使得非参数回归技术在短时交通流预测领域得到广泛应用。 非参数回归的回归函数()X g Y =的估计值()X g n 一般表示为: ()()∑==n i i i i n Y X W X g 1 其中,Y 为以为广策随机变量;X 为m 维随机变量;(Xi,Yi )为第i 次观测值,i=1,...,n ;Wi(Xi)为权函数.非参数回归就是对g(X)的形状不加任何限制,即对g (X )一无所知的情况下,利用观测值(Xi,Yi ),对指定的X 值去估计Y 值。由于其不需要对系统建立精确的数学模型,因此比较适合对事变的、非线性的系统进行预测,符合对城市交通流的预测,同时可以与历史平均模型实现优缺点的互补。 K 近邻法 Friedman 于1977年提出了K 近邻法。其并不是让所有的数据都参与预测,而是以数据点到X 点的距离为基础,甲醛是只有离X 最近的K 个数据被用来估计相应的g(X)值。可以引入欧式空间距离d ,然后按这个距离将X1,X2,...,Xn 与X 接近的程度重新排序:Xk1,...,Xkn,取权值如下: Wki(X:X1,...,Xn)=ki,i=1,..,n 将与X 最近的前K 个观测值占有最大的权K=1,其余的观测值赋予权值k=0.最终得到应用于短时交通流预测的K 近邻法可表示为: ()()()()K t V t V g t V K i i ∑=+==+111

非参数回归模型与半参数回归模型

第七章 非参数回归模型与半参数回归模型 第一节 非参数回归与权函数法 一、非参数回归概念 前面介绍的回归模型,无论是线性回归还是非线性回归,其回归函数形式都是已知的,只是其中参数待定,所以可称为参数回归。参数回归的最大优点是回归结果可以外延,但其缺点也不可忽视,就是回归形式一旦固定,就比较呆板,往往拟合效果较差。另一类回归,非参数回归,则与参数回归正好相反。它的回归函数形式是不确定的,其结果外延困难,但拟合效果却比较好。 设Y 是一维观测随机向量,X 是m 维随机自变量。在第四章我们曾引进过条件期望作回归函数,即称 g (X ) = E (Y |X ) (7.1.1) 为Y 对X 的回归函数。我们证明了这样的回归函数可使误差平方和最小,即 22)]([min )]|([X L Y E X Y E Y E L -=- (7.1.2) 这里L 是关于X 的一切函数类。当然,如果限定L 是线性函数类,那么g (X )就是线性回归函数了。 细心的读者会在这里立即提出一个问题。既然对拟合函数类L (X )没有任何限制,那么可以使误差平方和等于0。实际上,你只要作一条折线(曲面)通过所有观测点(Y i ,X i )就可以了是的,对拟合函数类不作任何限制是完全没有意义的。正象世界上没有绝对的自由一样,我们实际上从来就没有说放弃对L(X)的一切限制。在下面要研究的具体非参数回归方法,不管是核函数法,最近邻法,样条法,小波法,实际都有参数选择问题(比如窗宽选择,平滑参数选择)。 所以我们知道,参数回归与非参数回归的区分是相对的。用一个多项式去拟合(Y i ,X i ),属于参数回归;用多个低次多项式去分段拟合(Y i ,X i ),叫样条回归,属于非参数回归。 二、权函数方法 非参数回归的基本方法有核函数法,最近邻函数法,样条函数法,小波函数法。这些方法尽管起源不一样,数学形式相距甚远,但都可以视为关于Y i 的线性组合的某种权函数。也就是说,回归函数g (X )的估计g n (X )总可以表为下述形式: ∑==n i i i n Y X W X g 1 )()( (7.1.3)

非参数统计模型

非参数统计第二次作业 ——局部多项式回归与样条回归 习题一: 一、本题是研究加拿大工人收入情况,即年龄(age)和收入(income)的关系。 此次共调查了205个加拿大工人的年龄和收入,所有工人都是高中毕业。且本题设定因变量为log.income,协变量为age,运用统计方法来拟合log.income 与age之间的函数关系。 二、模型的建立 1.估计方法的选取 拟合两个变量之间的函数关系,即因变量和协变量之间的关系,用回归估计的方法,回归估计包括参数回归估计和非参数回归估计。参数估计是先假定某种数学模型或已知总体的分布,例如总体服从正态分布,其中某些参数未知,如总体均值、方差等,然后利用样本去估计这些未知参数,常用的方法有极大似然估计,Bayes估计等,线性模型可以用最小二乘法估计。 非参数估计是不假定具有某种特定的数学模型,或总体分布未知,直接利用样本去估计总体的数学模型,常用的方法有局部多项式回归方法和样条函数回归方法。 本题调查了205个加拿大工人的年龄和收入,但是加拿大工人年龄和收入的具体分布未知,即这两个变量所能建立的数学模型未知,而且由协变量和因变量所形成的散点图可以看出它不符合某种特定的已知模型,需要进一步研究,然后拟合它们之间的函数关系。因此本题选用非参数回归估计的方法,来拟合因变量和协变量之间的关系。 针对此问题分别采用非参数估计中的局部多项式回归和样条函数回归方法对log.income 与age之间的函数关系进行估计。 2.局部多项式回归方法 局部多项式的思想是在某个点x附近,用一个多项式函数来逼近未知的光滑函数g(x)。选定局部邻域的大小h,对于任意给定某个点x 0,在其小邻域内展开泰勒公式,用一个p阶多项式来局部逼近g(x),然后再用极大似然估计。 (1)加拿大工人的收入(log.income)与年龄(age)之间的散点图如下所示:

第二章:双变量线性回归分析

第三部分初计量经济(13周)经典单方程计量经济模型:一元线形回归模型 经典单方程计量经济模型:多元线形回归模型 经典单方程计量经济模型:放宽基本假定模型 第一章一元线性回归(双变量) (1)回归分析的基本概念 (2)前提建设 (3)参数估计: OLS的参数估计 ML的参数估计 (4)统计检验 (5)预测 (6)时间案例与操作 (7)思考与作业 §1 经典正态线性回归模型(CNLRM) 1、一个例子

注 x 表示收入,y 表示支出。 50100150 200 50 100150 200250300 X Y Y vs. X 50100 150 200 50 100150 200250300 X Y 1 Y1 vs. X 条件分布:以X 取定值为条件的Y 的条件分布 条件概率:给定X 的Y 的概率,记为P(Y|X)。 例如,P(Y=55|X=80)=1/5;P (Y=150|X=260)=1/7。 条件期望(conditional Expectation ):给定X 的Y 的期望值,记为E(Y|X)。 例如,E(Y|X=80)=55×1/5+60×1/5+65×1/5+70×1/5+75×1/5=65 总体回归曲线(Popular Regression Curve )(总体回归曲线的几何意义):当解释变量给定值时因变量的条件期望值的轨迹。

总结 总体: 总体函数: 总体方程: 样本: 样本函数: 样本方程: 2、总体回归函数(PRF) E(Y|X i)=f(X i) 当PRF的函数形式为线性函数,则有, E(Y|X i)=β1+β2X i 其中β1和β2为未知而固定的参数,称为回归系数。β1和β2也分别称为截距和斜率系数。 上述方程也称为线性总体回归函数。

相关与回归区别与联系

相关与回归区别与联系 Document number:NOCG-YUNOO-BUYTT-UU986-1986UT

直线回归与相关的区别和联系 1.区别: ①资料要求不同:直线回归分析中,若X 为可精确测量和严格控制的变量,则对应于每个X 的Y 值要求服从正态分布;若X 、Y 都是随机变量,则要求X 、Y 服从双变量正态分布。直线相关分析要求服从双变量正态分布; ②应用目的不同:说明两变量间相关关系用相关,此时两变量的关系是平等的;说明两变量间的数量变化关系用回归,用以说明Y 如何依赖于X 的变化而变化; ③指标意义不同:r 说明具有直线关系的两变量间相互关系的方向与密切程度;b 表示X 变化一个单位时Y 的平均变化量; ④计算不同:YY XX XY l l l r /=,XX XY l l b /=; ⑤取值范围不同:?1≤r ≤1,∞<<∞-b ; ⑥单位不同:r 没有单位,b 有单位。 2.联系: ① 二者理论基础一致,皆依据于最小二乘法原理获得参数估计值; ② 对同一双变量资料,回归系数b 与相关系数r 的正负号一致。b >0与r >0,均表示两变量X 、Y 呈同向变化;同理,b <0与r <0,表示变化的趋势相反; ③ 回归系数b 与相关系数r 的假设检验等价。即对同一双变量资料, r b t t =。由于相关系数较回归系数的假设检验简单,在实际应用中,常以相关系数的假设检验代替回归系数的假设检验; ④ 用回归解释相关。由于决定系数总回归SS SS R /2=,当总平方和固定时, 回归平方和的大小决定了相关的密切程度,回归平方和越接近总平方和,则2R 越接近1,说明引入相关的效果越好。例如,当r =,n =100

非参数回归模型与半参数回归模型

第七章 非参数回归模型与半参数回归模型 第一节 非参数回归与权函数法 一、非参数回归概念 前面介绍的回归模型,无论是线性回归还是非线性回归,其回归函数形式都是已知的,只是其中参数待定,所以可称为参数回归。参数回归的最大优点是回归结果可以外延,但其缺点也不可忽视,就是回归形式一旦固定,就比较呆板,往往拟合效果较差。另一类回归,非参数回归,则与参数回归正好相反。它的回归函数形式是不确定的,其结果外延困难,但拟合效果却比较好。 设Y 是一维观测随机向量,X 是m 维随机自变量。在第四章我们曾引进过条件期望作回归函数,即称 g (X ) = E (Y |X ) (7.1.1) 为Y 对X 的回归函数。我们证明了这样的回归函数可使误差平方和最小,即 22)]([min )]|([X L Y E X Y E Y E L -=- (7.1.2) 这里L 是关于X 的一切函数类。当然,如果限定L 是线性函数类,那么g (X )就是线性回归函数了。 细心的读者会在这里立即提出一个问题。既然对拟合函数类L (X )没有任何限制,那么可以使误差平方和等于0。实际上,你只要作一条折线(曲面)通过所有观测点(Y i ,X i )就可以了是的,对拟合函数类不作任何限制是完全没有意义的。正象世界上没有绝对的自由一样,我们实际上从来就没有说放弃对L(X)的一切限制。在下面要研究的具体非参数回归方法,不管是核函数法,最近邻法,样条法,小波法,实际都有参数选择问题(比如窗宽选择,平滑参数选择)。 所以我们知道,参数回归与非参数回归的区分是相对的。用一个多项式去拟合(Y i ,X i ),属于参数回归;用多个低次多项式去分段拟合(Y i ,X i ),叫样条回归,属于非参数回归。 二、权函数方法 非参数回归的基本方法有核函数法,最近邻函数法,样条函数法,小波函数法。这些方法尽管起源不一样,数学形式相距甚远,但都可以视为关于Y i 的线性组合的某种权函数。也就是说,回归函数g (X )的估计g n (X )总可以表为下述形式: ∑==n i i i n Y X W X g 1 )()( (7.1.3)

回归模型案例

案例一:城镇居民收入与支出关系 一、研究的目的 研究影响各地居民消费水平变动的原因。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费,由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较。所以模型的被解释变量Y 选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异,并不是城市居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是某年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X 。 作城市居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)的散点图, 从散点图可以看出居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)大体呈现为线性关系,所以建立的计量经济模型为如下线性模型: 12i i i Y X u ββ=++ 三、估计参数 1、建立工作文件 首先,双击EViews 图标,进入EViews 主页。在菜单一次点击File\New\Workfile ,出现对话框“Workfile Range ”。在“Workfile frequency ”中选择数据频率: Annual (年度) Weekly ( 周数据 ) Quartrly (季度) Daily (5 day week ) ( 每周5天日数据 ) Semi Annual (半年) Daily (7 day week ) ( 每周7天日数据 ) Monthly (月度) Undated or irreqular (未注明日期或不规则的) 在本例中是截面数据,选择“Undated or irreqular ”。并在“Start date ”中输入开

双变量回归模型

双变量回归模型 一个人为的例子 ●研究每周家庭消费支出Y对可支配收入X的关系。 ●将家庭划分为收入差不多的10组。 每周家庭收入(美元) ●表格给出了以X的定值为条件的Y的条件分布。 ●计算给定X的Y的概率,即P(Y/X)。 ●计算条件均值,即E(Y/X= X) i ●作图 ●平均的说,随着X 的增加,Y也在增加。

● 条件均值落在一根有正斜率的直线上,总体回归线(population regression line ), Y 对X 的回归。 ● 对每一个i X 都有Y 值的一个总体和相应的均值,回 归线是穿过了这些条件均值的线。 总体回归函数(PRF )的概念 ● 图中看到,每一条件均值E (Y/i X )都是i X 的一个 函数,并且是线性函数。 i i i X X f X Y E 21)()/(ββ+== ● 1β和2β是未知但固定的参数,被分别称为截距和斜率参数。 “线性”一词的含义 ● 对变量为线性 非线性的例子:2 21)/(i i X X Y E ββ+= ● 对参数为线性 非线性的例子:i i X X Y E 21)/(ββ+= ● 本课程中,只对参数是线性的。

PRF 的随机设定 ● 随着家庭收入的增加,家庭消费平均的说也增加。 ● 但某一个别家庭的消费支出却不一定。 ● 个别家庭的消费支出聚集在收入为Xi的所有家庭的平均消费支出的周围。 i i i u X Y E Y +=)/( ● E(Y/X i )代表相同收入水平的所有家庭的平均消费支出,称为系统性(systematic )成分,ui称为随机或非系统性(non-systematic)成分。 ● 假定E(Y/X i )是对Xi为线性的,则 i i i i i u X u X Y E Y ++=+=21)/(ββ ● 0)/(=i i X u E 随机干扰项的意义 1.理论的含糊性 2.数据的欠缺 3.核心变量与周边变量 4.人类行为的内在随机性 5.糟糕的替代变量 6.节省原则

非参数计量经济学

【内容提要】 内容简介 本书分为四部分.第一部分为密度函数和条件密度函数,包括密度函 数的非参数估计、一元条件密度函数的非参数估计和多元条件密度函数的 投影追踪估计;第二部分为非参数计量经济模型,包括非参数计量经济模 型的核估计和变窗宽核估计、局部线性估计和变窗宽局部线性估计、非参 数计量经济模型的异方差问题和多重共线性问题;第三部分为非参数计 量经济联立方程模型,包括非参数计量经济联立模型的局部线性工具变量 估计和变窗宽局部线性工具变量估计、局部线性两阶段最小二乘估计和变 窗宽局部线性两阶段最小二乘估计、局部线性广义矩估计和变窗宽局部线 性广义矩估计;第四部分为半参数计量经济模型和联立方程模型,包括半 参数计量经济模型的最小二乘估计、半参数计量经济联立模型的工具变量 估计和其他工具变量估计.本书的附录包括准备知识和R软件介绍.本书适合高等院校经济、管理学科的研究生和研究人员使用. 【节选】 序言 非参数计量经济学作为现代计量经济学的一个分支,近20年来得到了迅速的

发展.从国际权威的计量经济学学术刊物的论文中,我们不难发现,关于非参数计量经济学理论方法的研究,一直是理论计量一个重要的和前沿的研究领域.在应用研究方面,将非参数、半参数模型方法与微观计量、宏观计量以及金融计量结合,也成为这些计量经济学分支领域的研究热点.在国外著名大学的经济学研究生课程表中,非参数计量经济学已经成为计量经济学高级课程重要的一部分.在国内,近年来,一批年青学者将该领域作为主要研究方向,在跟踪研究的同时,取得了一些创新成果;不少大学已经将非参数计量经济学纳入研究生高级计量经济学的教学内容,甚至为博士研究生开设了专门的课程. 但是,国内目前关于非参数计量经济学的出版物相当少.2003年7月,南开 大学出版社出版了叶阿忠教授的《非参数计量经济学二》一书,在它的序言中,我写下了如下一段话:“在国内,尚缺少全面系统的、既具有学术水平又具有应用 指导价值的著作奉献给广大读者.在这个意义上,这本《非参数计量经济学》填补了这个空白.”时隔几年,这种状况没有改变.从这个意义上说,叶阿忠教授即将出版的《非参数和半参数计量经济模型理论》专著对于推动国内的计量经济学研究与教学都具有十分重要的价值. 叶阿忠教授近10年来以非参数计量经济学模型理论为自己的主要研究方向, 取得了显著的成绩,完成了国家自然科学基金项目“半参数计量经济联立模型单 方程估计方法的理论研究”、教育部人文社会科学基金项目“非参数计量经济模 型的理论研究”和教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“非经典计量经济

相关与回归区别与联系

直线回归与相关的区别和联系 1.区别: ①资料要求不同:直线回归分析中,若X 为可精确测量和严格控制的变量,则对应于每个X 的Y 值要求服从正态分布;若X 、Y 都是随机变量,则要求X 、Y 服从双变量正态分布。直线相关分析要求服从双变量正态分布; ②应用目的不同:说明两变量间相关关系用相关,此时两变量的关系是平等的;说明两变量间的数量变化关系用回归,用以说明Y 如何依赖于X 的变化而变化; ③指标意义不同:r 说明具有直线关系的两变量间相互关系的方向与密切程度;b 表示X 变化一个单位时Y 的平均变化量; ④计算不同:YY XX XY l l l r /=,XX XY l l b /=; ⑤取值范围不同:?1≤r ≤1,∞<<∞-b ; ⑥单位不同:r 没有单位,b 有单位。 2.联系: ① 二者理论基础一致,皆依据于最小二乘法原理获得参数估计值; ② 对同一双变量资料,回归系数b 与相关系数r 的正负号一致。 b >0与r >0,均表示两变量X 、Y 呈同向变化;同理,b <0与r <0,表示变化的趋势相反; ③ 回归系数b 与相关系数r 的假设检验等价。即对同一双变量资料,r b t t =。由于相关系数较回归系数的假设检验简单,在实际应用中,常以相关系数的假设检验代替回归系数的假设检验; ④ 用回归解释相关。由于决定系数总回归SS SS R /2=,当总平方和固定时, 回归平方和的大小决定了相关的密切程度,回归平方和越接近总平方和,则2R 越接近1,说明引入相关的效果越好。例如,当r =0.20,n =100时,按检验水准0.05拒绝0H ,接受1H ,认为两变量有相关关系。但2R =0.202=0.04,表示回归平方和在总平方和中仅占4%,说明两变量间的相关关系实际意义不大。

过程特性与数学模型

过程特性与数学模型 过程控制系统的品质是由组成系统的各个环节的结构及其特性所决定。过程即为被控对象,它是否易于控制,对整个系统的运行情况有很大影响。 §4.1过程特性 被控过程的种类常见的有:换热器、锅炉、精馏塔、化学反应器、贮液槽罐、加热炉 等。这些被控过程的特性是由工艺生产过程和工艺设备决 定的。 被控过程特性-----指被控过程输入量发生变化时,过程输出量的变化规律。通道------被控过程的输入量与输出量之间的信号联系 控制通道-----操纵变量至被控变量的信号联系 扰动通道-----扰动变量至操纵变量的信号联系 一、过程特性的类型 多数工业过程的特性可分为下列四种类型: 1.自衡的非振荡过程 2. 无自衡的非振荡过程 3. 有自衡的振荡过程 4. 具有反向特性的过程 二、描述过程特性的参数 用放大系数K、时间常数T、滞后时间τ三个物理量来定量的表示过程特性。(主要针对自衡的非振荡过程) 1.放大系数K ⑴K的物理意义 K的物理意义:如果有一定的输入变化量ΔQ作用于过程,通过过程后被放大了K倍,变为输出变化量ΔW。 ⑵放大系数K对系统的影响 对控制通道的影响 对扰动通道的影响 2. 时间常数T ⑴时间常数T的物理意义 时间常数是被控过程的一个重要的动态参数,用来表征被控变量的快慢程度。 时间常数T的物理意义还可以理解为:当过程受到阶跃输入作用后,被控变量保持初始速度变化,达到新的稳态值所需要的时间就是时间常数T。 ⑵时间常数T对系统的影响 对控制通道的影响

对扰动通道的影响 3. 滞后时间τ ⑴纯滞后τ0(P142) ⑵容量滞后τn ⑶滞后时间τ对系统的影响 对控制通道的影响 对扰动通道的影响 §4.2 过程数学模型的建立 过程的(动态)数学模型---是指表示过程的输出变量与输入变量间动态关系的数学描 述。 过程的输入是控制作用u(t)或扰动作用f(t), 输出是被控变量y(t). 数学模型:非参数模型,即用曲性或数据表格来表示,如阶跃响应曲线、脉冲响应曲线 和频率特性曲线;另一种是 参数模型,即用数学方程式来表示,如微分方程(差分方程)、传递函数、 状态空间表达式等。本节所涉及的模型均为用微分方程描述的 线性定常动态模型。 建立数学模型的基本方法 机理分析法-----通过对过程内部运动机理的分析,根据其物理或化学变化规律, 在忽略一些次要因素或做出一些近似处理后得到过程特性方程, 用微分方程或代数方程。这种方法完全依赖于足够的先验知识, 所得到的模型称为机理模型。机理分析法一般只能用于简单过 程的建模。机理分析法 实验测试法-----由过程的输入输出数据确定模型的结构和参数。 4.2.1机理分析法 微分方程建立的步骤归纳如下: ⑴根据实际工作情况和生产过程要求,确定过程的输入变量和输出变量。 ⑵依据过程的内在机理,利用适当的定理定律,建立原始方程式。 ⑶确定原始方程式中的中间变量,列写中间变量与其他因素之间的关系。 ⑷消除中间变量,即得到输入、输出变量的微分方程。 ⑸若微分方程是非线性的,需要进行线性化处理。 ⑹标准化。即将与输入有关的各项放在等号右边,与输出有关的各项放在等号左边,并按将幂排序。 例4.1 试列写图4.13所示RC无源网络的动态数学模型。设u i为输入变量,u o为输出变量。例4.2 图4.14所示为一测温热电偶,它可将被测温度转换为热电势E。图中介质的温度为T i,热电偶热端温度为T o。试列写热电偶的微分方程。 例4.3 一个串联液体贮槽,通过改变贮槽2的流出量Q out来控制其液位h2在一定高度。图中A1 、A2分别为两贮槽的截面积;R1、R2分别为阀1、阀2的阻力系数。是建立串联液体贮槽

社会统计学习题相关与回归分析

第十二章 相关与回归分析 第一节 变量之间的相关关系 相关程度与方向·因果关系与对称关系 第二节 定类变量的相关 双变量交互分类(列联表)·削减误差比例(PRE )·λ系数与τ系数 第三节 定序变量的相关分析 同序对、异序对和同分对·Gamma 系数·肯德尔等级相关系数(τa 系数、τb 与τc 系数)·萨默斯系数(d 系数)·斯皮尔曼等级相关(ρ相关)·肯德尔和谐系数 第四节 定距变量的相关分析 相关表和相关图·积差系数的导出和计算·积差系数的性质 第五节 回归分析 线性回归·积差系数的PRE 性质·相关指数R 第六节 曲线相关与回归 可线性化的非线性函数·实例分析(二次曲线指数曲线) 一、填空 1.对于表现为因果关系的相关关系来说,自变量一般都是确定性变量,依变量则一般是( 随机性 )变量。 2.变量间的相关程度,可以用不知Y 与X 有关系时预测Y 的全部误差E 1,减去知道Y 与X 有关系时预测Y 的联系误差E 2,再将其化为比例来度量,这就是( 削减误差比例 )。 3.依据数理统计原理,在样本容量较大的情况下,可以作出以下两个假定:(1)实际观察值Y 围绕每个估计值c Y 是服从( );(2)分布中围绕每个可能的c Y 值的( )是相同的。 4.在数量上表现为现象依存关系的两个变量,通常称为自变量和因变量。自变量是作为( 变化根据 )的变量,因变量是随( 自变量 )的变化而发生相应变化的变量。 5.根据资料,分析现象之间是否存在相关关系,其表现形式或类型如何,并对具有相关关系的现象之间数量变化的议案关系进行测定,即建立一个相关的数学表达式,称为( 回归方程 ),并据以进行估计和预测。这种分析方法,通常又称为( 回归分析 )。 6.积差系数r 是( 协方差 )与X 和Y 的标准差的乘积之比。 二、单项选择 1.当x 按一定数额增加时,y 也近似地按一定数额随之增加,那么可以说x 与y 之间 存在( A )关系。 A 直线正相关 B 直线负相关 C 曲线正相关 D 曲线负相关 2.评价直线相关关系的密切程度,当r 在0.5~0.8之间时,表示( C )。

VaR估计的非参数模型——历史模拟法

龙源期刊网 https://www.360docs.net/doc/fd18208205.html, VaR估计的非参数模型——历史模拟法 作者:余为丽 来源:《消费导刊·理论版》2008年第20期 [摘要]VaR是一种以规范的统计技术全面衡量市场风险的方法,已成为风险管理和测量流行方法。其中的非参数方法历史模拟法以历史数据为依据不需要对分布作假定具有广泛的适用性,但因此该方法存在极端事件不好描述及历史数据区间长度(T)的选择等问题,所以提出了一些改进措施。 [关键词]VaR 风险管理参数模型史模拟法 作者简介:余为丽(1975-),女,湖北仙桃人,中南民族大学经济学院讲师,博士,研究方向金融经济,金融风险管理。 一、风险值(VaR)的提出 在经济全球化和金融自由化,竞争与放松管制以及金融创新与技术进步的背景下,金融机构所从事的业务范围,无论是地理空间上还是业务品种上,都在不断扩大,这同时也使得金融机构所承担的风险越来越复杂,越来越难以被机构管理者全面衡量和掌握。以往的风险衡量技术,如标准差、Beta系数、久期和Delta等方法都只能适应特定的金融工具或在特定的范围内使用,难以综合反映风险承担情况。在这种情形下,金融机构的管理者,尤其是高层管理者,非常需要一种既便于掌握和理解,又能全面反映金融机构或投资组合所承担的风险,特别是衡量市场风险的技术方法。人们开始寻求用量化指标来反映和说明整个金融机构或投资组合所承担的由各种因素产生的全部市场风险的办法。这一管理要求突出反映在J.P. Morgan董事长Dennis Weatherstone要求每天下午4:45以前必须得到该指标的数据,以反映公司下一个24 小时其全球业务所承担的风险的情况。 VaR就是适应当前风险管理的这种需求而产生的,以规范的统计技术全面衡量市场风险的方法。它将多种市场风险简单明了地换算成一个指标数值(VaR值),可以概括地反应整个金融机构的风险状况,大大方便了金融机构各业务部门对有关风险信息的交流,也方便了机构最高管理层随时掌握机构的整体风险状况,因而非常有利于金融机构对风险的统一管理;而且通过调节置信水平,还可以得到不同置信水平上的VaR值,不仅使管理者更清楚地了解到金融机构在不同程度上的风险状况,也适应了不同的管理需要。

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