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      平衡損失下帶約束的回歸系數(shù)的線(xiàn)性容許估計(jì)

      2010-10-25 05:30:56曹明響孔繁超
      關(guān)鍵詞:回歸系數(shù)線(xiàn)性損失

      曹明響, 孔繁超

      (1.合肥師范學(xué)院數(shù)學(xué)系,安徽 合肥 230061;2.安徽大學(xué)數(shù)學(xué)與計(jì)算科學(xué)學(xué)院,安徽合肥 230039)

      設(shè)有線(xiàn)性模型為:

      其中,X為n×p階列滿(mǎn)秩陣;β∈Rp和σ2>0為未知參數(shù);D(e)表示隨機(jī)變量e的方差。回歸系數(shù) β的最小二乘估計(jì)?β ?(X′X)-1X′Y 定義為使

      達(dá)到最小的d值,最小值是建立后模型的一種擬合優(yōu)度。對(duì)于?β的統(tǒng)計(jì)性質(zhì),人們主要是從估計(jì)的精度來(lái)考慮它的優(yōu)良性。從統(tǒng)計(jì)判決理論角度看,就是在損失函數(shù)

      下,選取使風(fēng)險(xiǎn)達(dá)到最小的估計(jì)。作為(2)式和(3)式2種標(biāo)準(zhǔn)的綜合,文獻(xiàn)[1]提出了一個(gè)新的稱(chēng)為平衡損失函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn),即

      其中,w∈[0,1]已知。(4)式既考慮了估計(jì)的精度,又考慮了模型擬合的優(yōu)良程度,所以它是一個(gè)更全面和合理的標(biāo)準(zhǔn)。

      采用(4)式研究一些特定估計(jì)的風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)已有一些結(jié)果,如文獻(xiàn)[2~4]等。文獻(xiàn)[5]對(duì)(1)式在(4)式下,得到了回歸系數(shù)的線(xiàn)性容許估計(jì)的充要條件。然而在實(shí)際問(wèn)題中,回歸系數(shù)通常帶有某些約束;文獻(xiàn)[6]研究了(5)式在(4)式下,回歸系數(shù)的線(xiàn)性容許估計(jì)的充要條件,但所給的結(jié)論有誤。

      本文給出了正確的結(jié)論,并利用矩陣的向量化方法[7]研究了帶線(xiàn)性約束的多元線(xiàn)性模型在矩陣形式的平衡損失函數(shù)下,回歸系數(shù)的線(xiàn)性估計(jì)的可容許性[8]。

      本文采用如下記號(hào):對(duì)任意矩陣A,A′、A-1、A-、rk A,tr A和 Μ(A)分別表示矩陣A的轉(zhuǎn)置、逆矩陣、廣義逆矩陣、秩、跡和A的列向量組成的線(xiàn)性空間。vec(A)表示將A的各列拉直所成的向量,稱(chēng)為A的向量化。A?B表示矩陣A和B的Kronecker乘積,A≥B表示A-B為非負(fù)定陣。

      對(duì)于模型

      其中,H為 l×p階矩陣,其他記號(hào)與(1)式中相同。

      取線(xiàn)性估計(jì)類(lèi):

      下面給出文獻(xiàn)[6]中的正確結(jié)論作為引理,它們的證明見(jiàn)文獻(xiàn)[6]。

      引理1 在(4)式和(5)式下,BY是β在 Λ Η中容許估計(jì)的充要條件是:

      引理2 在(4)式和(5)式下,BY+a是β的在Λ Ι中容許估計(jì)的充要條件是(6)、(7)式和 a∈Μ((BX-Ip)(I-PH′))同時(shí)成立 ,其中 :

      1 預(yù)備知識(shí)

      考慮帶線(xiàn)性約束的多元線(xiàn)性模型為:

      其中,Y、ε是n×q階隨機(jī)陣;X為n×p階列滿(mǎn)秩陣;p×q階矩陣 Θ和σ2>0均為未知參數(shù);C為k×p階矩陣。取線(xiàn)性估計(jì)類(lèi)階常數(shù)陣},和 Dp×q均為常數(shù)陣}。對(duì)于(8)式,(4)式不再適用。這里給出矩陣形式的平衡損失函數(shù)為:

      且相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)為:

      由于比較矩陣大小的標(biāo)準(zhǔn)有多種,這里給出其中一種最優(yōu)標(biāo)準(zhǔn)。

      定義1 設(shè)G1(Y),G2(Y)都是參數(shù) Θ的估計(jì),若對(duì)任意滿(mǎn)足C Θ=0的 Θ有:

      利用矩陣的向量化運(yùn)算,將(8)式轉(zhuǎn)化為一元線(xiàn)性模型為:

      引理3

      證明 僅證(1),(2)的證明類(lèi)似。由于

      《全唐詩(shī)》中唐代明確涉及隋堤柳意象的詩(shī)歌有80余首,但從詩(shī)歌的創(chuàng)作時(shí)間上來(lái)看,初盛中晚各時(shí)段顯得十分不均衡。早在貞觀(guān)時(shí)期,唐太宗《春池柳》即有“年柳變池臺(tái),隋堤曲直回”[注]彭定求等:《全唐詩(shī)》(增訂本)卷1,北京:中華書(shū)局,1999年,第15頁(yè)。 的詩(shī)句,但這還不能算是明確的隋堤柳詩(shī)歌意象。整個(gè)初盛唐近140年的時(shí)間里,除了個(gè)別詩(shī)人,隋堤柳并未納入唐代詩(shī)人的抒情視野。直到安史之亂后,相關(guān)作品才開(kāi)始涌現(xiàn)。

      由(11)式可得:

      再由(11)式可得:

      從而引理3得證。

      證明 記 PX=X(X′X)-1X′,若 (Iq?A)vec(Y)∈Λ2Η,則易得:

      由于

      從而可得它們的風(fēng)險(xiǎn)之差為:

      且(16)式對(duì)所有σ2>0和滿(mǎn)足的 Θ都成立,等號(hào)恒成立當(dāng)且僅當(dāng)A=APX。

      2 主要結(jié)果

      由引理1可得:

      其中

      從而由矩陣的向量化運(yùn)算可得:

      定理1得證。

      由引理3的(2)和引理2,使用類(lèi)似定理1中的證明方法,可得下面的定理2。

      [1] Zellner A.Bayesian and non-Bayesian estimation using balanced loss function[M]//Gupta S S,Berger J O.Statistical Decision Theory and Related T opics.Berlin:Springer-Verlag,1994:377-390.

      [2] Wan A T.Risk comparison of inequality constrained least squares and other related estimators under balanced loss[J].Economics Letters,1994,15:203-210.

      [3] Rodrignes J,Zellner A.Weighted balanced loss function and estimation of the mean time to failure[J].Communications in Statistics:Theory and M ethods,1994,27:3609-3616.

      [4] Ohtani K.The exact risk of a weighted averge estimator of the OLS and Stein-rule estimators in regression under balanced loss[J].Statistics and Descisions,1998,16:35-45.

      [5] 徐興忠,吳啟光.平衡損失下回歸系數(shù)的線(xiàn)性容許估計(jì)[J].數(shù)學(xué)物理學(xué)報(bào),2000,20(4):468-473.

      [6] 王 劍,屈思敏.平衡損失下回歸系數(shù)線(xiàn)性估計(jì)的容許性[J].太原師范學(xué)院學(xué)報(bào),2006,5(3):1-3.

      [7] 王松桂,史建紅,吳密霞,等.線(xiàn)性模型引論[M].北京:科學(xué)出版社,2004:75-154.

      [8] 陳希孺,陳桂景,吳啟光,等.參數(shù)的估計(jì)理論[M].北京:科學(xué)出版社,1985:34-98.

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